FDI经济增长（精选10篇）
FDI经济增长 篇1
摘要：随着经济全球化,国际资本流动较快的今天,我国对FDI的利用表现出了良好的态势,利用FDI所表现出来的产业结构的升级,技术的转移等已被人们普遍认同。然而FDI所产生的效应是需要以人力资本的存量为基础的,一个国家的人力资本水平对吸引FDI方面有着十分重要的作用。
关键词：FDI,人力资本,经济增长
一、引言
经济学研究中一个重要的领域就是经济增长,随着经济的发展，人们逐步认识到技术进步在推进经济增长过程中的所产生的巨大作用。因为中国目前正处于经济发展初级阶段,国情也和世界上的其他国家有所不同,所以技术进步机制也和其他的发达国家有着很大的差异。就是因为我们国家的科学技术的水平与其他发达国家相比还相对来说比较落后,自主研发的水平能力也有待提高,所以现阶段我们国家的技术发展主要依靠的是国外的技术溢出,而国际间技术能进行扩散的管道就是FDI。
随着改革开放的进程，我国对FDI以及外资的使用数量就表现出随着时间增加的趋势。截至2013年,我们实际上使用的FDI的数量已经达到了1175.862亿美元。由此可见FDI在我国的经济的增长中扮演的角色也越来越重要。FDI在经济的增长中所发挥的作用体现在可以增加资金的来源等方面。FDI所产生的技术的外溢效应就是其中的一个重要的方面。FDI所产生的技术的溢出效应指的是那些广义的FDI资本所包含的人力资本以及科研投入等一些因素通过某些管道而使得技术非自愿扩散的产生,并且因此而促进当地生产率的增长,在这种情况下就能对东道国经济的长期增长做出相应的贡献,但是此时那些跨国公司的子公司又不能收到全部的收益的情况。因为由外商的直接投资而导致的那些技术外溢是不可能自发产生的,而是需要受到那些东道国的相关因素的影响，如对技术的吸收能力,东道国人力资本就是这些因素中的一个很重要的组成部分,人力资本的相关理论指出在一些发展中国家，高能力的技术工人以及管理人员都非常稀缺。因此物资资本以及人力资本都会对一个国家的经济增长产生重要的影响。
二、文献综述
Benhabib和Spiegel(1994)采用了C-D生产函数所推到出来的简化的公式对人力资本对经济的增长所造成的影响进行了研究,并且把解释变量设定为实体资本还有人力资本,通过研究分析得出人力资本的变动会对经济的增长产生一定的影响的结论。人力资本会通过对一个国家技术创新或者是对这个国家的居民的学习能力的影响来对经济增长产生一定的影响。一个国家能吸收多少那些跨国公司的技术转移这种能力从根本上来说就是取决于这个国家存在多少人力资本存量。所以对于我们这样的没有充足的人力资本存量的发展中国家来说接收跨国公司的投资以及技术转移的能力必然会降低，因此所产生的效果也必然会受到一定的影响。Keller(1996)提出了东道国必须在自身人力资本的积累与跨国公司的技术转移的类型相匹配时才会对经济的增长产生影响。因此获取新技术时是否处于有利的地位收到人力资本水平的高低的影响。某个国家实施的经济政策是外向型的政策时，只有在人力资本水平提高的基础之上才会实现该国的技术进步以及经济的增长。在他的这篇文章中还把韩国在1965-1967年间的经济发展和巴西1965～1973年间的经济发展为例，指出这两个国家虽然同时都采用相同的经济政策,但是他们之间所获得的结果却有着很大的区别。原因就是因为韩国的人力资本水平不仅初始值较高而且后期还加大了对其的投资力度。这也就使得这两个国家间的技术的吸收效果和经济的增长率存在很大的差别。代谦、别朝霞(2006)建立了一个两国增长的模型，这个模型是以人力资本为基础对FDI进行的研究做了进一步的扩展,这就为很多的计量分析做了理论的铺垫。通过他们的研究表明了发达国家主要通过发展中国家的技术水平还有竞争能力进行FDI的产业选择。经济的增长依靠发展中国家人力资本的积累,只有在人力资本积累到一定的程度上时,外商的直接投资才会给发展中的国家带来一定的技术的进步以及经济的增长。
三、FDI、人力资本与经济增长的理论研究
1. 人力资本和FDI的引进
随着知识的传播，经济的发展及各国劳动力成本的递增，外资企业对东道国的人力资本存在情况也就是一般人力资本密切关注，并且会根据东道国人力资本质量尤其是人力资本的结构和能力水平选择他们所运用或者转移的技术。就此得知一个国家的人力资本的水平越高就体现着此国家技术水平越高，致使跨国公司转移更多的高新技术并为技术提供更多的学习机会，同样会使本来就有着高新技术的东道国得到更多的技术的外溢。如此可知对于那些人力资本质量较低，技术水平相对落后的东道国的下属分公司，跨国公司就会缺少竞争压力和转移高新技术的动力，因此东道国也就只能获得少量的技术的外溢。综上所述，东道国人力资本的水平是那些跨国公司FDI投入和转移高新技术的关键性要素。
2. 人力资本和技术吸收
由于FDI的技术溢出效应具有诸多的不确定性以及互动性，因此只有东道国达到相应的对高新的技术吸收转化的能力才有产生技术的溢出的可能性。Cohen提出这个概念的时候指出强调吸收不只是简易的模仿，而是明确在对外部知识与技术的吸收转化并且与内部的结构融合，在外部知识的吸收转化成自身适合的前提下所创造出新知识的能力。由此可以得出企业技术能力的越强大，就会产生对于外部技术和知识的掌握和转化更强的结论。因此除了本国的经济制度的完善程度以及其他的一部分宏观因素影响之外，一个国家的吸收能力还会取决于本国国内企业的劳动人员本身的技术水平和研究和开发创新的能力。在那些企业里的主要动力来源是肩负着吸收、创新的人力资本，而那些从事企业的运营和提升生产效率的企业管理的人力资本，这些人绝大部分通过智力和具有创造性的劳动为主。这些人力资本在区域的经济增长中发挥着重要的作用，加快了对新技术的吸收转换的速度，对东道国的吸收能力的高低起着至关重要的作用。
因此一个国家的人力资本的水平的作用不单单局限于能决定跨国公司的FDI的投入和转移，并且还是可以决定这些东道国的吸收转化技术的外溢能力的重中之重。
四、政策建议
认识到FDI、人力资本在中国经济上的积极影响，不局限在中国制定相应针对性的外资策略上有一定帮助，而且能提高外资的利用效率以及人力资本水平的发挥，同时也有助于中国找到利用FDI、人力资本和经济增长的相关作用的模式，进而实现经济的可持续发展。
1. 指引外资的投入方向，改善投资环境
我们应结合中国的产业发展的需要，将外资的投向引导到符合中国产业发展的方向的领域。对于那些投资的强度以及对环境的影响可以达到要求的投资项目，我们应综合使用财政以及土地等相关的政策，以便确保项目的及时落地以及按期进行投产，更好的形成标准的市场准入制度。于此同时应该建立并且完善各类市场体系，其中对科技、人才服务市场进行重点的培育完善，以便实现生产要素的合理流动以及资源的优化配置。
2. 抓住外资的优势，从而调动产业结构的转变升级
我们务必抓住外商直接投资的机会，积极的引导外商资本的投入方向，从而促进产业结构的调整以及转变升级。例如在保持一定的引资规模基础之上，利用外资从第二产业向第三产业发展。支持和鼓励外商把资本投入环保、高新技术等产业。与此同时增强国内企业与跨国公司间前前后后的联系，努力在全球化价值链中占据主导、有利的位置。
3. 进一步对人才体制进行完善，积极推动储备战略的实施
一是要制定相关的优惠政策，完善人才的管理机制，完善中国的劳动力市场，进一步加大职业技能和技术的培训力度，能够为用人单位提供专业的技术人才。二是将外资企业与内资企业的人员逐步流动起来，通过人员转移，增加跨国公司技术的溢出效应。优化工作环境，为人力资本作用的发挥奠定强有力的基础。除此之外高等教育也在引进外商资本中起到不可或缺的作用。所以应该加大劳动力的培训力度，提升他们的劳动技能以及熟练的程度，这样就可以为外资的进入提供优质的人力。
参考文献
[1]Benhabib.J,M.Spiegel.The Roles of Human Capital in Economic Development:Evidence from Aggregate Cross-Country Data[J].Journal of Monetary Economics,1994(34):143-173.
[2]Ke11er,W.Absorptive capacity:On the creation and acquisition of technology in development[J].Develop.Econ,1996(49):199-227.
[3]代谦,别朝霞.FDI、人力资本积累与经济增长[J].经济研究,2006(4):15-26.
FDI经济增长 篇2
摘要：文章通过分析中国与韩国自1980年至2013年间的经济增长与FDI的关系，发现，FDI的引进成为中国能够实现长期高速经济增长的核心因素；而韩国的经济增长中，国内投资、政府支出消费、贸易规模成为推动经济增长的核心因素，其中，国内投资成为推动经济增长的最有效力的因素。因此，文章认为，韩国政府应着重进行改善民间投资和吸引FDI的配套政策，以实现长期的经济增长。
关键词：FDI；经济增长；中国；韩国
一、 引言
有关外商直接投资（Foreign Direct Investment，简称FDI）的流入对经济增长影响的研究是全世界范围的研究话题，也是世界经济的一大热门话题。对FDI流入国而言，FDI带来的不仅仅是资金，还有先进的科学技术、经营管理和市场的对外开放。根据现存研究，大部分的研究结果表明，FDI通过溢出效应促进一国经济增长。
本文重点探讨中国与韩国两国在经济发展过程中FDI的作用，以发现两国在发挥FDI作用中的差异，利用1980年～2013年间的两国经济增长和FDI发展的数据，利用时间序列分析法，探讨FDI对中韩两国经济增长的影响并进行比较，最终提出政策上的启示。
二、 中国与韩国的FDI流入现状
1. 改革开放以后，海外企业进入中国的情况。自从改革开放以来，中国在政治、经济、文化等多方面出现了变化的潮流。其中，使得中国有如此发展的今天之最大因素为经济。改革开放以来，中国经济有过全世界前所未有的经济发展。中国经济增长的动力当中，海外资本的流入和国内资本形成乃是最为关键。中国FDI流入的特点为如下：
（1）FDI规模持续增加。过去30年，中国自改革开放以来实现了长期的经济高速增长，这与其将吸引FDI作为国家战略目标密切相关。随着对外开放程度的逐渐扩大，世界对中国FDI投资也逐渐增加。根据中国FDI流入的历史演变，可以分为四个阶段：1979年～1985年的FDI扩大吸收阶段；1986年～1991年的FDI逐渐吸收阶段；1992年～2001年的FDI全面发展段；2002年至今的高速稳定增长阶段。无论任何一阶段，将吸引FDI作为国家战略目标。
首先，在改革开放初期的1979年～1984年间，中国吸收FDI流入总量达到97.5亿美元。其中，实际利用外商直接投资金额为41.04亿。其次，在逐渐吸收阶段，中国采取了像“两面三减”等税收优惠政策，开发海南经济特区等增加了东部沿海地区的FDI，促进经济发展。随后，在全面发展阶段，自1992年邓小平国家主席的“南巡讲话”以来，积极消除了中国民间对外资企业的“姓资姓社”的顾虑的同时，全面接受并发展FDI。最后，在告诉稳定增长阶段，通过制度的改善，选择了有利于经济增长的FDI投资项目，当时，中国FDI摆脱了亚洲金融危机等的外部影响。自从2001年加入WTO开始，走向全面开放道路，促进了利用外资方式的多元化，因此，进入到“中国制造”时期。中国FDI流入总量，在2012年，流入中国的FDI投资金额达到1979年～1985年间的11倍，中国成为在世界最有价值的投资对象之一。目前，在2014年已达到1 280亿美元，超过了美国、EU等的领先国家。首次成为全球最大FDI吸收国家。
（2）国内形成了大批资本。中国国内资本形成也是从1983年的1 963亿6千万美元增加到至2012年的204 110亿5千万美元，年均增长率为17.3%。经济规模如此扩大的同时，政府采取了各种引进外来资本的政策。因此，GDP增长也是1978年3 624亿元人民币到2012年51兆8 942亿元人民币，年均增长率达到16%的高度走势。在此发现，GDP增长与FDI的增长之间有十分紧密的关系。也可以说，吸收FDI的流入而形成的资本影响到GDP的增长。根据新经济增长理论的因果关系，中国经济发展可以证明，国际贸易和海外资本流入，引起了技术和知识的传播，最终促进经济增长的实际范本。
（3）中国成为跨国公司的“制造工厂”。自从加入WTO后，中国为适应对外开放，制定了一系列政策法规，为跨国公司进入中国市场创造了更加全面、透明的政策环境。这些政策主要体现在于取消了外商投资企业的外汇平衡、《外商投资者并购境内企业暂行条例》等的外商并购法规等。这些中国政府着重进行的改善民间投资和吸引FDI的配套政策，吸引了跨国公司制造业向中国转移，很多跨国公司纷纷在中国开设工厂，大量的制造业进入中国，为建立“制造王国”奠基了基础。随着中国在外资、产业等方面政策进行不断地改善，跨国公司对中国投资也不断增加的同时，企业经营目标逐渐转移到“中国本地化”。跨国公司制造不但进入中国生产，而且往中国国内市场销售。中国是具有很大增长潜力、乐观展望的市场。例如，现代（HYUNDAI）、三星（SAMSUNG）、农心（NONGXIM）、好丽友（ORION）等很多韩国跨国公司进入中国制造并推进本地化经营政策。
（4）FDI的流入中心的转移。中国FDI流入中心逐渐转移到西部内陆地区。中国FDI集中区域从东部沿海地区逐渐转移到大陆内部地区。以前，中国FDI的流入分布以北京、广东、江苏、辽宁、上海、天津为中心，尤其集中在北京和上海。但，最近几年逐渐增加西部内陆地区的FDI。全国FDI前5排名的大城市增长率逐渐减少，而西部内陆地区却逐渐增加。目前，中国有深圳（1980）、珠海（1980）、厦门（1980）、汕头（1981）、海南（1988）、新疆喀什（2010）、新疆霍尔果斯（2014）等7个经济特区和54个（沿海32个、中部9个、西部13个）国家级经济开发区。
2. 海外企业进入韩国的情况。
（1）韩国FDI总量仍未变化。根据2014年OECD发表，全世界的FDI总量有了大大增加，但韩国吸收FDI的流入却没有显眼的变化。因此，21世纪以来，很多韩国国内专家提出FDI政策的改善。因为，目前韩国的FDI政策赶不上世界经济的潮流，还是04年的扩充外汇的FDI政策，而FDI流入总量没有显眼的变化。1998年亚洲金融危机以后，韩国政府采取了能够吸引高附加价值的FDI政策。例如，改革FDI的投资规制、推进经济自由区域（Free Economic Zone）等，能够改善FDI的投资环境并能够吸引更多的FDI流入。随后，根据2002年制定的经济自由区域法，韩国FDI的流入开始以经济自由区域为中心发展。
（2）韩国FDI制度缺乏吸收FDI的动力。韩国吸收FDI的流入是从房地产市场的开放、外国人投资法的改善开始。为了克服经济危机的政府所采取的一系列的措施。但是，受到美国1995年～2000年的“互联网泡沫”（Dot-Com Bubble）和2001年的“9.11恐怖事件”等的影响，韩国FDI的流入总量，以2000年为顶峰到2003年呈现减少趋势。因此，2003年韩国政府发表《鼓励外海直接投资的综合计划》，2004年能够走势反弹而开始上涨。2004年～2008年，该5年的FDI投资总额达到每年100亿美元。该累计投资金额相当于1962年～1997年所积累FDI总额的5倍。但是，总体来看，FDI制度仍具有局限，无法实现可持续增长。
（3）韩国重视FTA而忽略FDI。21世纪初以来，世界各国的贸易逐渐采取FTA的形态而转变。在目前世界各国的贸易当中，FTA所占的比重达到将近60%。FTA的优点为贸易当事国在有限制的范围内，可以进行自由贸易，而且还可以得到世界贸易组织（WTO）的关税等的优惠。因此，韩国的经济增长政策为通过FTA的签订，促进增加对外贸易的重视FTA政策。韩国所签订FTA的数量（16件）比中国（9件）、美国（12件）等世界超级大国还多。该现状表示，韩国将FTA作为推动经济增长的手段，并一向重视。由此可见，韩国经济发展政策的重点在于FTA，而不在于FDI的流入。
3. 中国与韩国经济交往的现状。
（1）中、韩两国成为“战略合作伙伴”。随着国际经济交流的扩大，中韩两国贸易规模也不断扩大。自1992年8月24日中韩建交至今，63.8亿美元（1992年）的双边贸易规模扩到8 859亿美元（2015年11月份）。到2004年，中国成为韩国最大贸易对象国，超过对美和对日贸易。在韩国10大贸易产品当中，6种产品是为了中韩贸易的产品。截至到2015年，韩国成为中国的第六贸易伙伴，中国为韩国的第一贸易伙伴。中韩贸易（约2 091亿美元）占整个韩国对外贸易（约8 858亿美元）的26%。
（2）韩国对中国FDI投资。就韩国对中国FDI投资而言，1992年的中韩建交是个转折点。1980年～1991年间的投资金额为6 479万美元，但1992年中、韩两国建交后，FDI投资金额急剧增加，1992年达到1.4亿美金。2001年12月11日，中国正式加入世界贸易组织后，世界将中国视为“世界之工厂”。但是，世界经济经历2007年全球金融危机以后，目前，很多跨国公司对中国FDI投资出现了一些变化。从原先为了第三国出口而利用低廉的劳动力的投资形态，转变为直接攻略中国本地市场而投资的形态。韩国对中国的FDI也是反映了如此的国际经济趋势。如今，在韩国对外FDI当中，对中国的FDI投资占最大部分。其中，纤维、服装等的劳动密集型的制造业的FDI投资最多。到2010年后，随着中国市场的扩大，石化工业、机械设备、电子通信设备等产业对中国FDI投资也是逐渐增加。
目前，中国是韩国FDI投资最多的投资对象国。在韩国对中国投资当中，大型集团占70%、中小企业占30%左右。主要投资项目为能源和服务。随着中国在外资、产业等方面政策进行不断地改善，跨国公司对中国投资也不断增加的同时，企业经营目标逐渐转移到“中国本地化”。跨国公司制造不但进入中国生产，而且往中国国内市场销售。中国是具有很大增长潜力、乐观展望的市场。
（3）中国对韩国投资大幅度增加。中国对韩国的FDI投资而言，自从中韩建交的1992年～2013年，共有8 039件，总投资金额为44亿6千万美元。其中，中国对韩国的投资倾向为制造业（47.3%）和服务行业（50.9%）。但是，投资倾向于服务和制造的FDI投资趋势，到2014年出现变化。从2014年～2015年，中国对韩国的FDI投资金额达到15亿3千万美元，同比增长48%的投资规模。其原因为韩国加入了由中国主导的亚洲基础设施投资银行（AIIB）和签订中韩FTA等，中韩两国经济关系逐渐密切的原因。
中国资本对韩国上市公司和非上市公司的投资总额为2兆9 606亿元韩币。其中，上市公司为25家、非上市公司为7家。在25家上市公司当中，中国资本作为最大股东，参与经营的企业为12家，其它13家企业为占股。由此可见，中国政府的简略投资程序措施和中韩FTA促进了大量中国资本的流入。
三、 中韩两国经济增长
“以史为鉴”，通过中韩两国1980年～2013年的FDI流入分析，发现，FDI对一国经济增长的影响呈现出“因国而别”的特征，中、韩两国的经济增长模式存在较大差异。
一般对经济增长（实际GDP增长）而言，FDI流入、人口增长率（POP）、贸易规模（OPEN）、国内投资（INV）、政府消费支出（GC）、通货供给（M）以及中等教育率（HK）等的变量会有积极效应。反而，通货膨胀（INF）因素会有消极作用。FDI的流入带有先进技术的转移、生产新产品、引进有效的经营管理方法、建立国际生产网络等的积极作用。尤其，技术的扩散或转移能够促进FDI引进国的经济增长等有重要作用。此外，雇佣当地劳动者时，还进行有关事业的一系列教育。该教育因素能够提升劳动者的素质的同时，能够提高劳动效率，最终可以增加生产量。另外，人口增加、贸易规模、国内投资和通货供给是影响带当地国民消费的因素。因此，人口增长率、贸易规模、国内投资、政府消费支出、通货供给以及中等教育率等的变量会影响到经济增长。
1. 中国经济增长模式是典型的通过FDI促进经济增长的范本。自从改革开放以来，国家核心战略的FDI的流入政策带来了对外贸易的增加和大量的国内资本形成。频繁的贸易和国内丰富的资本为“中国工厂”时代奠基了基础，国内市场页自然而然地扩大了。在中国政策战略的基础上，优惠的FDI政策环境和庞大的国内市场被世界跨国公司视为可投资、可发展的绝佳商机。随着跨国企业进入中国的增加，“饱和状态”的北京、上海、天津等东部沿海地区的FDI中心也逐渐转移到西部内陆地区。外企投资中心的转变带来了中国内陆地区的发展。因此，FDI成为中国能够持续长期经济增长的最大动因。
2. 韩国经济模式是忽略FDI，导致国家经济失去增长的推动力。与中国相反，韩国的重视FTA，而忽略FDI的政策使得韩国FDI的流入仍未变化，FDI不再是国家战略目标。虽然有过1998年许可外国人在韩国国内的企业合并、1998年外汇交易的自由化、1998年和2003年制定《外国人投资促进法》、2003年《经济自由交易法》等的措施，谋求促进了FDI的增加。但是，自从2004年开始至今仍未显眼成果。
根据2014年的OECD发表，全世界的FDI总量有明显的大大增加趋势，但韩国FDI的流入却没有显眼的变化。到21世纪以来，很多韩国国内专家提出FDI政策改善的同时，警惕目前韩国的FDI政策赶不上世界经济的潮流。但是，韩国FDI政策还是缺乏吸引力。因此，2003年韩国政府发表《鼓励外商直接投资的综合计划》，2004年能够走势反弹而开始上涨。2004年～2008年，该5年的FDI投资总额达到每年100亿美元。该累计投资金额相当于1962年至1997年所积累FDI总额的5倍。但是，总体来看，FDI制度仍具有局限，无法实现长期的经济增长。如此，韩国FDI的制度失去了推动力，出现了很多外企回避进入韩国的现象。
韩国重视FTA，虽然是有了增加对外贸易的一些成果，但是扩大FTA的经济发展政策仍是有限于推动国内经济增长，而缺乏动力。因此，韩国经济增长还是靠着民间投资和政府支出消费的“恶性循环”。那韩国忽略FDI流入的原因在何处？
本文认为，其原因在于1997年亚洲金融暴风而产生的“IMF事件”。当时，韩国无论在政治或者经济方面，都处于“发展中阶段”。在政治方面，结束军部独裁政权后，民主政权刚刚上台了。在经济方面，也是正处于为了迅速经济发展，不断地吸收海外资本的发展中阶段，因此韩国被称为“亚洲四小龙”的经济发展成果。但是，“虚有其表”的经济发展模式一旦面临着“IMF事件”，直接泄露出了其局限。韩国经济一瞬间称为“空中楼阁”。韩国民间产生了排斥外资资本的心理作用，如此的心理反映在国家经济发展政策，因此，在韩国经济战略目标中，FDI的流入尚未得到重视。
四、 结论与建议
基于上述结论，本文给中、韩两国提出两点政策建议：
第一，“互相借鉴”。中国应持续目前FDI的引进政策并同时要进一步发展的同时，通过扩大FTA或者亚洲投资银行（AIIB）等的对外经济合作，谋求抚养国内经济，不断实现经济增长。具体而言，应加快银行信贷的金融监管改革，提高股票市场的规范化和开放化程度的国际信任，鼓励更多外资企业的引进。则，韩国应开放有关的FDI法律法规，将FDI视为从负增长到正增长的经济转折点，鼓励更多外资企业引进韩国市场的同时采取能够建立“国内外民间合作平台”的政策。
第二，“鼓励国内创业”。中韩两国应理顺自主创业引导机制，提倡外资先进技术的国内转移。将2015年签订的《中韩FTA协议》作为两国共同谋求经济发展的战略时机。
参考文献：
[1] 文东伟，冼国明，马静.FDI、产业结构变迁与中国的出口竞争力[J].管理世界，2009，（4）.
[2] 李金昌，曾慧.基于金融市场发展的FDI溢出效应与经济增长关系：省际面板数据研究[J].统计研究，2009，（3）.
[3] 刘兴凯.金融服务业FDI对发展中东道国经济影响机制的研究[D].南开大学学位论文，2004.
[4] 裴长洪.中国吸收FDI：21世纪初的状况与问题[M].北京：方志出版社，2008.
我国农业FDI经济增长效用分析 篇3
农业是一国国民经济的基础,在经济发展中居于重要的战略地位。然而长期以来,我国农业却在发展过程中曾一度将优先发展权让位于第二产业,导致自身发展严重滞后。近些年,虽然政府一直强调重视农业的基础地位,但是农业发展一直在低谷徘徊。造成这一状况的其中一个重要原因就是对农业投入的严重不足。
一、农业存在的问题
(一)科技水平低
与世界其他国家相比,我国的农业科技发展水平较低。首先,农业科技投入不足,我国是目前世界上农业科研投资强度(农业科研财政投入占农业国内生产总值的比重)最低的国家之一,投入总量一般维持在农业生产总值的0.2%左右,低于其他发展中国家0.5%与发达国家2%的平均水平。其次,农业科技力量薄弱,每万名农民中拥有的农业科技推广人员:我国1人,日本5人,美国7.2人,德国为13.5人。再次,农业科技的贡献率较低,我国农业为50%左右,而发达国家为70%-80%以上。
(二)管理体制方面
我国现行的农业行政管理体制是在长期的计划经济体制下脱胎而来,存在着先天的缺陷和弊端。这些弊端在我国农业市场化和国际化的进程中显得尤为突出。现行农业行政管理体制对农产品的生产、加工、流通和对外贸易各个环节的管理相互脱节,形成行业分割与地区封锁和部门垄断,缺乏统一、高效、权威的农业行政管理机构,不能对农业发展和农产品市场进行有效灵活的宏观调控和管理。
(三)生产基础弱
我国是一个以小农户家庭经营为基础,农业人口众多的发展中国家;二元结构特征突出,农村劳动力严重过剩。目前我国人均耕地和水资源分别只有相当于世界平均水平的1/3和1/4。这种资源的先天性不足,在很大程度上制约了我国农业生产的发展,构成了农业发展无法改变的先天不利因素。加之,我国对农业资源重使用、轻保护,致使农业生态环境日渐恶化,耕地资源持续减少并且破坏严重。水利、电力、交通、通信等基础设施落后,水土流失严重;农业抗御自然灾害的能力弱。
(四)生产率差
首先是农业生产手段落后,农业耕作主要靠人畜力和手工工具。现代化农业提供的现代生产手段在农业中的应用还比较少,农业劳动生产率十分低下。其次,农业生产经营方式落后,农业产业链太短,集约化程度低,农产品加工增值率低,我国农产品加工程度仅为45%,而发达国家为80%以上。同时,为农业服务的产前、产中、产后的社会化服务体系很不健全,不配套,农业生产的专业化程度低,生产规模小,规模效益差,农业市场化程度低。
二、FDI对农业发展的作用
(一)FDI促进农业增长
一般的说,对农业投资会促进农业经济的增长,但是由于三个方面的原因影响了农业经济的发展。首先,投资的原因。由于农业部门储蓄的不足,不能支持农业的投资扩张,影响了它的发展。其次,贸易性原因。由于农业与其它部门的贸易所得不能支撑农业经济发展所需的资金输入。再次,技术的原因,由于农业自身技术与人才的缺乏,影响了农业的发展。前二个原因可以通过外商直接投资来解决,外商直接投资不仅带来了资金,而且也带来了先进的农业技术,提高本地农业和技术能力。
(二)FDI促进农业产业化经营
长期以来,老工业基地的农业生产方式上,基本还处于小农经济状态。这种一家一户分散的小农生产方式,不仅难以抗御自然风险,而且也难以抗御市场风险,更难以尽快实现从传统农业向现代农业的转变。外商直接投资农业,在带来资金的同时,还引进了现代农业的生产方式和经营方式,改变了过去长期存在的脱离市场来发展单纯的种植、养殖行业的传统做法。克服农业生产中存在的产、供、销相互脱节的弊端,加强了农业生产、加工、流通等环节的内在有机联系,延伸了产业链条,提高了农产品价值,提升了农业的市场化、社会化和集约化水平。外商对老工业基地农业进行投资,一般是通过建立规范化的公司的形式来具体运作的,这样就在其所投资的地区形成龙头企业,这些龙头企业通过合同契约关系,与广大农民结成生产、加工、销售一体化的经济实体。组织农民按市场需求定向生产,解决了千家万户的分散生产与社会化大市场对接过程中遇到的诸多困难。
(三)FDI推动了农业外向型经济的发展
外商投资农业中的许多项目是面向国际市场,外商为得到较高的投资回报率,不仅要带来资金和技术,而且还积极开拓国外市场,为东北老工业基地的农产品进入国际市场创造了有利的条件。随着外商投资企业的逐渐增多,农业外商投资企业出口创汇额已在东北老工业基地农产品出口创汇中占有重要地位。近年来,外商投资企业更是成为东北老工业基地农业出口创汇的主要组成部分之一。
(四)FDI促进人力资本形成
外商直接投资引入农业后,一方面通过资本存量的扩大而增加了农业部门的劳动力就业。另一方面,由于外资引入通过关联效应诱发许多新的投资机会,从而扩大了其它非农业部门对农业剩余劳动力的需求。当然,也有学者认为,国外资本的流入,可能会发生资本对劳动替代的现象,不一定会增加农业部门的就业,相反还可能减少对劳动力的使用。但是,对于一个从无到有的企业来说,吸收一定量的劳动力是必然的。因此,外商直接投资有助于农业领域就业机会的增加,外资引入农业部门所带来的先进技术与我国农村劳动力结合,还有助于农村劳动力素质的提高和农村人力资本的形成,进而为农业的进一步发展奠定了基础。
三、农业FDI的经济效应实证分析
农业FDI投入将促进农业的产出,一般来说,FDI投入的越多,产出就越多。因而FDI与农业GDP增长存在着函数关系,建立二者的对数形式的函数:
其中,AGDP代表农业的国内生产总值,AFDI代表农业的外商直接投资,本文采用的是1997-2006年的我国农业国内生产总值与农业外商直接投资数据。回归方法采用的是最小二乘法(OLS),回归的结果如下:
回归的结果显著,结果表明农业FDI每增长1%,将引起农业GDP增加0.448%。
四、农业增加FDI的建议
(一)改善农业投资环境
首先,要加强农村基础设施建设,大力改善我国农村的交通、通信、供电等条件,兴修农田水利,大力改善农业的生态环境。认真治理水源、耕地和大气的污染,只有具备了一定的硬件环境,外商才会有投资的意向。其次,政府和农业部门要制订切实可行的利用外商直接投资规划,不能只注重引进,忽视后期管理。坚决制止向外商乱收费、乱摊派、随意侵害外方利益等行为,采用市场和宏观调控手段,减少行政于预。完善农业利用外商直接投资的政策,改革对农业外商直接投资使用土地的审批、收费及管理政策。对那些大型的农业开发项目、引进先进技术和优良品种的项目、投向基础设施、回报期较长的项目给予一定的税收和信贷政策的优惠。逐步放开对外商直接投资所需的农业生产资料的进出口管理,进一步向外商放开农产品市场,允许外商从事包括农产品的仓储、运输、销售等活动。最后,通过各种方式的培训,提高农村基层干部和农村劳动力的文化科技水平及经营管理素质,对外商直接投资项目所需人才的引进要积极配合。
(二)优化投向与布局
农业综合开发项目、农产品精深加工项目、商品基地建设项目、相关产业的科技项目、农业社会化服务项目及新品种、新技术的引进项目等,是当前东北老工业基地农业领域利用外商直接投资的重点;应重点利用外商直接投资,并引进国外先进的农业科技,提高农业利用外商直接投资的科技含量。同时,还要注意外商直接投资项目的区域布局,黑龙江省农业利用外商直接投资已有一定基础,今后应重点引进国外农业高新技术,发展高科技含量、高附加值的高产优质高效农业和创汇农业及农产品的精深加工和综合利用等,形成具有国际竞争优势的新的产业体系。吉林省、黑龙江省地区资源丰富,劳动力成本和土地价格相对低廉。今后农业利用外商直接投资的重点是进行中低产田改造、农业基础设施建设、农产品精深加工及节水灌溉、旱作农业技术等。以推动农业产业化经营,为其成为优质农产品生产、加工基地提供良好条件,使外商直接投资在农业项目和地区分布上协调发展。
(三)搞好配套企业建设
培育和发展一批大型农业企业集团,提高同外商合作的能力。我国农业生产经营方式是以家庭为单位的小规模生产,专业化和社会化分工基础上的企业化生产方式远未建立。国外投资者的规模化、低成本、高效率的生产,要求国内有相应的生产组织形式与之对接,培育和发展大型农业企业集团或公司,使之成为接受外商投资的有效载体。此外,应大力培养农业利用外商直接投资人才,并通过各种措施建立一支相对稳定、有实践经验和较高管理水平、熟悉国际贷款项目业务的农业外商直接投资管理人员队伍,为提高农业利用外商直接投资水平创造良好的条件和基础。
(四)深化农业管理体制
为扩大农业利用外商直接投资,必须深化农业管理体制改革。首先,加速农村产业组织制度创新,走农业产业化的道路。农业产业化要求农村主导产业产供销、种养加、贸工农一体化经营。农业产业化是家庭联产承包责任制与适度规模经营的良好结合,农业产业化为进一步扩大农业利用外商直接投资提供了充分的条件;反过来,外商的积极参与也有利于推动我国农业产业化的进程。其次,在产业管理导向上,及时调整产业政策,确保农业与其他产业的比较利益逐步接近,直至等同于非农产业,以保护包括外商在内的投资者的积极性。再次,要积极推进农产品流通体制改革,为外商开展产供销、种养加、贸工农一体化经营创造条件,也有利于外商通过一体化经营节省流通费用,提高外资投资农业的积极性。
摘要：我国农业发展的科技水平低,生产基础弱,生产率差,农业FDI通过建立模型求出农业FDI对于农业国内生产总值增长的弹性,影响农业经济发展。应改善农业投资环境、优化投向和布局、搞好配套企业建设、深化农业管理体制等扩大农业利用外资。
关键词：FDI,经济增长,OLS
参考文献
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[2]江小涓.内资不能替代外资——在生产能力和资金都过剩时,为何还利用外资[J].国际贸易,2000(3).
FDI经济增长 篇4
关键词：外商直接投资：金融发展；经济增长
近几年来，金融发展因素受到了众多学者的关注，强调金融因素在FDI与经济增长中的联结作用的理论成为最具活力和最有前沿性的研究领域之一。本文拟对国外学者在该领域的理论与实证研究成果进行总结与分析，以期为国内相关领域的研究提供借鉴。
一、金融发展视角下FDI与经济增长的理论模型构建
Jeannine N，Bailliu(2000)是较早在资本流动与经济增长问题中纳入金融因素进行研究的学者，不过他的国际资本流动并不仅仅针对FDI。在其《私人资本流动、金融发展与发展中国家经济增长》一文中，他从理论上探讨了包括FDI在内的资本流动对经济增长的影响，尤其是考察了国内金融部门在资本流动与经济增长之间的联结作用。JeoJlnine N，BaiUiu的理论分析建立在一个简单的内生增长模型(AK)框架之下，在Pagano(1993)封闭经济模型基础上纳入国际资本流动，并分别推导出了封闭与开放经济下的稳态经济增长率。通过对两种稳态经济增长率的比较，Jeannine N，Bailliu认为。纳入国际资本流动后。在满足某些特定条件的前提下，开放条件下的储蓄率、资本生产率、储蓄中用于投资的比率都有可能会大于封闭条件下的储蓄率、资本生产率、储蓄中用于投资的比率，进而导致开放条件下的稳态增长率大于封闭条件下的稳态增长率，即国际资本的流入在一定意义上促进了经济增长。更为重要的是，Jeannine N，Bailliu提出。无论是资本流动促进经济增长的何种渠道，国内金融发展都起着关键性的联结作用。因为发达的金融体系具有实现储蓄向投资有效转化和提高投资效率的功能，因此，如果两个国家的金融部门发展水平存在差异。当其它变量都相等的情况下，即使两个国家获得了同样多的净资本流入，但是拥有发达金融体系的国家也会比金融体系比较落后的国家表现出更高的经济增长率，因为发达的金融体系可以更加有效的把外部流入资本转化为生产性投资，并且更好的将其配置到边际产出较高的投资项目上。
Jeannine N，Bailliu的研究以包括FDI在内的所有资本流动为对象。强调金融机构对于提高资本的融资与配置效率的作用，而Laura Alfaro等人(2003)则专门以FDI为对象进行了更为深入的考察，更强调了金融市场影响下的人力资本效应在FDI与经济增长关系中的作用，因此成为了金融发展、FDI与经济增长问题研究领域较有影响的学者。Laura Alfaro等人构建了一个经济模型，模型假定一国经济中包括两个部门(FDI生产部门与多个企业构成的国内生产部门)。人口由具有不同能力水平、总量为1的行为人构成，行为人有两种选择。可以到外资企业工作，也可以建立自己的企业，但需要固定资本投资并满足最低企业家能力水平。只有行为人的能力超过最低水平要求时，行为人才会考虑建立新企业，而行为人建立新企业所需的能力“门槛”水平随着融资成本的提高而上升，这会限制新企业成立的数量，进而影响FDI的社会边际产出。因此。效率低下的金融市场会降低FDI的边际社会产出水平，而金融市场效率的提高会降低行为人建立新企业的门槛，所以会增加行为人由外资企业转向国内企业或建立新企业的机会，FDI的技术溢出效应将会变为现实，进而放大FDI对经济增长的贡献。
如果说在Alfaro等人的模型中金融体系的作用还是通过名义利率与实际利率的楔值来体现，Hermes等人则直接把金融因素纳入到了模型中。Hermes等人(2003)在Barro(1995)的基础上纳入金融市场建立了一个内生增长模型，模型假定，一国经济包括三种代理人：最终产品生产者，创新者和消费者，最终产品生产者租用N种创新者生产的资本品，技术进步通过可用资本品的种类体现，在此基础上，与消费增长率的欧拉条件相结合推导出了经济的稳态增长率。在稳态增长率方程中，开发新资本品的成本与FDI之间呈反向关系。而技术水平和金融部门发展之间呈正向关系，金融部门通过技术水平而进人模型，金融部门对经济的作用通过影响技术水平而得以实现。FDI的增加会提高产出增长率，并且FDI效应依赖于金融部门的发展，FDI的增加会降低适应新技术的建设成本并提高资产回报率，这会导致储蓄的增加，进而提高产出增长率。更为重要的是，发达的金融体系通过有利于FDI技术扩散而促进经济增长。
二、金融发展视角下FDI与经济增长的内在机制研究
Jeannine N，Bailliu认为，国际资本流动可以通过三种方式对经济增长产生影响：(1)如果私人流人资本可以提高投资率，那么资本流动就可以促进增长；(2)如果流入资本(包括FDI)的投资产生正的溢出效应。那么资本流动也可以带来增长；(3)如果资本流动可以导致国内金融中介的发展，那么积极的增长效应也会产生。在这三种方式中。Jeannine N，Bailliu强调，国内金融发展对于联结资本流动与经济增长之间的关系起着关键性的作用，只要私人资本是通过国内金融中介流入，那么发达的国内金融体系就可以将外部流入资金有效转化为投资并将其投入到边际产出较高的项目上。进而促进东道国的经济增长。
相对而言，Jeannine N，Bailliu的分析尚不够深入。在作用机制的分析上还是停留在FDI与经济增长、金融发展与经济增长各自的层面。Alfaro等人(2004，2006)则推进了一步，他们认为，尽管FDI在其本质上要依赖于海外资本。但是其在东道国的溢出却在很大程度上依赖于国内金融市场的发展水平。国内金融市场通过三种方式发挥作用：首先。为了利用新技术，国内企业需要通过重新组织企业结构、购置新的机器设备、雇佣的新的经理和技能工人等方式改变日常经营活动，而这些都需要资金的支持，因此，国内金融体系健全与否会对外部融资需求产生影响；其次。金融市场会通过影响潜在企业家的创业行为而影响对FDI溢出的吸收，FDI全新技术的引人不仅会拓宽东道国国内市场，而且也会促进出口市场的发展，这种结果的出现需要东道国国内金融市场对企业家创业活动的支持：第三，金融体系还会通过FDI的关联效应(尤其是后向关联)而影响经济增长。为了获得规模经济。即使FDI后向关联已存在于提供投入的国内企业中，依然会鼓励新企业的建
立。这需要东道国金融体系的支持；第四，金融市场的关键性前定作用不仅存在于FDI溢出与关联中，而且在并购中也存在。相当数量的FDI采用并购形式。当外国公司决定是否要在一个与国内经济没有任何联系的领土上从事经营活时。东道国的金融发展水平是一个决定性因素，这不仅表现在贷款是否容易获得方面，更表现股票市场是否健全。功能良好的股票市场为企业提供了各种资金来源。在联结国内与国外投资者的关系中发挥了重要作用。
Hermes＆Lensink(2003)认为。FDI与金融市场发展对经济增长的影响作用是互补的，他们的理论模型的关键假设在于国内金融系统通过技术水平影响经济增长。首先，金融系统影响投资项目的资金配置效率。主要通过两个渠道影响：动员储蓄与监管投资项目。国内金融体系越发达。越能更好的动员储蓄，有效地监管投资项目，这些都能促进增长；其次，更新或接受新技术的投资项目比其他项目更富有风险，而金融机构可以降低这种风险，从而促使企业家更新已有技术或接受新技术，而且金融机构可以积极的促进技术创新速度，进而提高经济增长率；第三，FDI通过竞争效应、示范效应、培训效应和关联效应促使国内企业更新已有技术或接受新技术时需要投资。当需要从银行或股票市场进行外部融资时，国内金融系统的发展至少部分的决定了国内企业在多大程度上可以实现他们的投资计划；第四，发达的国内金融系统有利于外国企业为拓展在东道国的创新活动而举债。而这种创新活动会进一步提高对东道国的技术溢出范围。而且。有些FDI是直接通过债务或证券投资的形式实现的，因此，国内金融市场的效用与质量势必会影响FDI，影响FDI在东道国的技术扩散。
综上分析。我们可以很明显的看到，FDI的流入，并不必然会促进东道国的经济增长，FDI潜在效应的发挥有赖于一定的前提条件，而东道国国内金融发展水平则是重要条件之一。东道国的金融发展主要通过人力资本效应、技术创新效应、产业关联效应以及市场环境优化效应等机制对FDI与经济增长的关系产生影响。
三、金融发展视角下FDI与经济增长的实证研究
近几年关于FDI与经济增长的文献不仅在理论上探讨了金融发展在FDI与经济增长中的作用及其作用渠道，而且很多文献也进行了实证研究。
Herms等人(2003)使用1970年-1995年期间67个亚洲、拉美和非洲欠发达国家的截面数据分析了金融发展对于FDI促进经济增长的前定条件作用。他们使用多元线性回归计量方法，运用最小二乘进行估计。金融发展采用了银行贷款额／GDP指标替代。各种回归结果表明。单独的FDI变量对于人均GDP增长率并不具有显著的直接正效应。但是当纳入FDI与金融发展的交叉积项后，交叉积项显著为正，而FDI变量则显著为负，这表明，国内金融体系只有达到某一个最低水平时，FDI对经济增长才会产生正效应。为了考察每一个国家的金融体系发展水平如何，Herms等人计算出了可以导致FDI总效应为正的金融发展水平的门槛值，结果发现，在67个国家的数据集中。共有37个亚洲与拉美国家满足金融发展最低水平，因此FDI总效应为正，而其它的30个非洲次撒哈拉国家金融体系缺乏效率，所以FDI总效应为负。为了进一步考察结果的稳健性，Herms等人使用了Sala-i-Martin(1997，1997)提出的稳定性分析检验(Stability Analysis Tests)。结果表明，在控制变量的各种组合之下。FDI和交叉积项的系数是非常稳健的，如果国内金融市场是发达的，那么FDI就能促进经济增长。
Alfaro(2004)运用1975年-1995年期间的跨国数据进行回归分析。对于金融发展变量，Alfaro使用了Levine(1993，1998，2000)等人提出的两大类指标：与银行部门(信贷市场)有关的指标，与股票市场(证券市场)有关的指标。根据金融发展指标数据的可得性，Alfaro使用了两个数据集。一个包括20个经合组织和51个非经合组织国家，另一个包括20个经合组织和29个非经合组织国家。分别进行回归。回归结果表明：尽管FDI单独贡献于经济增长的作用并不明确，但是拥有发达与健全的金融市场的国家会显著性的改变这种结果，金融市场发达的国家会从FDI中获得更多的好处，即使在回归中纳入许多的对经济增长有显著性影响的控制变量也是一样的，而且FDI的这种显著性作用在不同的金融发展指标下都是稳健的。
如果解释变量和被解释变量之间存在双向因果关系，利用一般的回归方法对变量进行回归时会产生内生性问题。回归得到的估计结果是有偏的。为了避免这个问题，Jeannine N，Bailliu(2000)使用1975年-1995年40个发展中国家的面板数据。采用广义矩(GMM)估计方法实证研究了金融发展、私人资本流动和经济增长的关系。该方法是基于模型实际参数满足的一些矩条件而形成的一种参数估计方法。是矩估计方法的一般化。实证结果表明，解释变量的系数都通过了显著性检验，并且符号和理论预期一致，银行部门的发展水平在资本流动促进经济增长中起着关键性作用，私人资本流入只有在银行部门达到一定的发展水平才会对经济增长产生积极影响，因为金融发展指标采用的是商业银行资产(BTOT)。所以计算出的结果是。只要国内商业银行的资产占银行总资产的58％以上，净资本流动就会促进经济增长。
大多数宏观经济时间序列都是非平稳的，因此使用普通最小二乘回归估计可能会产生“虚假回归问题”。为此，Chee-Keong Choong&Siew-Choo; Soo(2004)运用Engel和Grange(1987)、Johansen＆Juselius(1988)提出的协整理论比较分析了发达国家和东亚发展中国家的国内金融体系在“FDI引致的经济增长”中的作用。对于考察中的大多数国家而言，FDI与经济增长的双变量协整检验表明二者之间并不存在协整关系。但是纳入金融发展指标(采用贷款额／GDP)之后，多变量协整检验却发现，所有国家的四个变量之间(GDP、FDI、金融发展及其交叉积项)存在1个～2个协整向量，这说明，在FDI与经济增长的长期稳定关系中，金融发展是一个至关重要的决定因素。Grange因果检验也表明。在双变量模型中并不存在FDI引致经济增长因果关系的大多数国家。在多变量模型中却发生了显著性的变化，这说明，FDI的经济增长效应取决于东道国的吸收能力，而这种能力则又主要取决于国内金融部门的发展程度，FDI经济增长效应为正的条件是。东道国国内金融体系的发展应达到一个最低水平。只有这样。FDI流入所带来的好处才能为东道国更有效率的获得，在此基础上。金融体系越发达、健全，东道国与FDI有关的吸收能力就越大，从而FDI的技术、效率、管理等扩散效应就越大，FDI就越能促进东道国的经济增长。
协整理论的一个基本要求是变量之间具有相同的非零单整阶数，然而，在实际中，我们经常会遇到单整阶数不同的时间序列，为此，Pesaran(2001)提出的基于自回归分布滞后(ARDL)的边限协整检验可以有效地解决这个问题。Muhammad Arshad Khan(2007)就使用这种方法实证研究了巴基斯坦金融部门在FDI与经济增长中的作用。检验结果表明，变量之间存在长期均衡关系。在通过FDI促进经济增长的长期过程中，国内金融部门发挥着重要作用。而且金融体系的发展只有达到某一个最低水平时，才能获得FDI经济增长正效应。对于巴基斯坦而言。长期和短期的最低水平值分别为11％和13％，即巴基斯坦的私人部门信贷占真实GDP比重只有超过11％和13％。FDI的长期和短期经济增长正效应才会出现。
四、简要评述
经济增长、FDI与环境质量分析 篇5
关键词：环境库兹涅茨曲线,FDI,对外贸易开放度,环境污染
环境与经济之间存在密切联系,二者之间的关系属于可持续发展的研究范畴。经济增长和社会福利的提高会影响人们对环境管理的技术与方式,同时环境状况的好坏又会影响经济与社会福利的变化。因此,可持续发展理念在1972年斯德哥尔摩联合国人类环境研讨会上提出后就受到各界人士的关注,并促使人们的视线由简单的经济增长转移到环境质量上来。
经济增长与环境之间究竟存在着怎样的关系,近年来提出的EKC曲线可以作出部分解释,但同时EKC曲线也备受学者们的争议。库兹涅茨曲线(KC)本是反映人均收入变化与经济增长之间的关系曲线,Grossman & Krueger(1991)[1]在研究北美自由贸易协定对环境的影响时,发现经济增长与环境污染之间存在倒U型关系,这种关系与KC曲线相似,因此又称之为环境库兹涅茨曲线(Environmental Kuznets Curve ,EKC)。EKC表述的经济发展主要分为两个阶段,一是工业的进步在早期经济发展过程中伴随着环境恶化;二是当GDP的增长超过一定的程度,即越过曲线拐点后,经济发展进入到第二个阶段,随着经济增长,污染程度下降,环境会逐渐好转。所以,总的说来就是GDP与环境水平是呈现倒U型关系的,但是否每个国家的经济与环境之间都会呈现出EKC曲线描述的情况还值得探究。
改革开放以来,随着经济全球化的发展,我国的国际贸易和以跨国公司为主体的外商直接投资不断扩大;与此同时,我国的环境状况也在不断恶化。贸易和FDI与我国环境有什么关系,其对我国环境又有何影响也引起了不少国内学者的关注。因此,本文除了考查我国的EKC曲线是否存在外,还将基于EKC曲线加入FDI和我国的对外贸易开放度进行实证研究。
一、 文献综述
国外学者对贸易与环境关系虽早有研究,但真正引起各界关注的是在1992年联合国环境与发展大会之后,并逐渐成为一个热点研究问题。在Grossman & Krueger(1991)[1]提出经济增长与环境之间存在倒U型关系之后,很多学者都基于EKC对环境与经济的关系进行了大量研究。尽管部分学者认为EKC曲线是存在的,但他们在污染物的选择上存在不同的意见。如Selden-Song(1994)[2]对空气中的SO2、CO2、NO2、SPM[3]考查了CO2排放量、生活污染等消费领域指标,从消费污染角度诠释了EKC的存在性。Anil Markandya、Alexander Golub and Suzette Pedroso-Galinato(2006)[4]通过分析12个西欧国家超过150年的数据,研究人均GDP与二氧化硫排放量之间的关系,发现它们之间的确存在倒U型关系,而且其估计的拐点对大多国家来说也是合理的。此外,环保政策可能会降低EKC曲线的位置,并影响拐点。
另外,一些学者认为EKC曲线在现实中不一定存在。Hannes Egli(2001)[5]对德国进行时间序列分析,发现在短期内收入变化并不影响污染排放,而在长期只有少数的污染物如氮氧化物和氨的排放与人均GDP之间呈倒“U”型关系,其他的如SO2、CO等却并非表现为此类关系。由于这并不是对所有污染物都成立,并且所有的估计结果都不是很稳健,他认为EKC在单一国家的存在值得怀疑。
少数学者在研究EKC曲线时还考虑了国际贸易和FDI对环境的影响,如Cole(1997)[6]选取了大气中的氟利昂、甲烷排放量、交通运输量等许多新的指标,并通过引进国际贸易额等开放性指标,研究环境与国际贸易的关系。Víctor Hernán Aguiar(2007)[7]运用1970-2006年间的数据,在EKC基础上进行分析,最终表明贸易的开放程度对环境的恶化具有正向促进作用。随着FDI活动的加剧,学者们就其对环境的影响也存在两种不同的观点。一种认为其对东道国的环境污染不具有正效应,如Frankel(2003)[8]认为随着技术的发展,FDI会为东道国带来其不具备的先进技术,促使东道国生产清洁化或绿色化,从而进一步促进其环境质量和区域经济可持续发展能力提高。另一种观点认为发展中国家成为了国际产业转移的牺牲地,变成了所谓的“污染天堂”。Jensen(1996)[9]、World Bank(2000)[10]的研究,表明FDI虽然会刺激经济增长,但导致了更多的工业污染和环境退化。
国内关于库兹涅茨曲线的研究起步较晚,梁四宝(2008)[11]根据山西省1991-2006年经济与环境统计数据,对山西省的EKC曲线进行验证,结果表明主要环境指标的环境库兹涅茨曲线特征并不明显,各污染排放量与人均实际GDP仍处于同步上升阶段。夏自兰、赵小风、王继军(2010)[12]运用EKC理论模型,探讨了江苏省环境污染同经济发展的变化关系,提出江苏省工业废气排放量和固体废弃物产生量分别处于“倒U 型”和“U 型”EKC 的上升阶段,工业废水排放量随经济发展缓慢增长,环境污染综合状况随经济增长而恶化。陈晓峰(2011)[13]采用长三角地区实际利用FDI与四类污染排放数据,通过计量分析认为FDI对环境质量的影响,是规模效应、结构效应和技术效应综合作用的结果,长三角地区倒“U”型EKC 只是一种理想状态,可能会出现“N”或“～”型波动特征。
除了区域分析外,也有少数学者对全国范围内经济与环境的关系进行了分析。马树才和李国柱(2006)[14]利用简化模型,对我国经济增长与环境污染的EKC进行研究,结果表明我国并不会像EKC描述的经济增长会有助于环境问题的解决。通过对我国主要出口工业行业污染物排放的实证分析,叶继革、余道先(2007)提出日渐扩大的贸易活动与环境污染的加剧有密切关联的结论。少数学者对全国的情况进行了面板数据分析,如高静、黄繁华(2011)还有以CO2为污染指标,利用中国30个省市15年的面板数据进行计量分析,提出中国东部地区存在倒U型EKC,西部地区存在正U型 EKC,中部地区不存在EKC;外贸易依存度与碳排放成正相关关系,FDI对碳排放影响微弱。
目前,国内学者对我国是否存在EKC曲线存在争议,可能有以下几个方面的原因:一是数据来源不充分,二是污染物选择有偏差,三是全国范围的研究较少。随着我国经济的快速发展,贸易规模在不断地扩大,在出口额不断增加的同时环境也在恶化,贸易对环境的影响日益显现。另外,伴随改革开放程度的不断加深,引入FDI逐渐增多,FDI流入对我国环境影响也成为学界重视的问题,目前,国内学者的研究鲜见将FDI与对外贸易开放度均放入EKC框架进行分析的,本文将对外贸易和FDI与经济增长一并纳入EKC框架分析,研究三者与环境污染之间的相关关系。
二、实证研究
(一)数据选取
为了估计模型,本文采用的样本为1995-2010年的时间序列数据,主要应用的数据来自于《中国统计年鉴》、《中国环境状况报告》、《全国环境统计公报》、《环境经济统计数据》,并经综合整理得到。本文选取的环境污染指标为传统工业三废:工业废水、工业废气、工业固体废弃物排放量,以及工业废气中包含的SO2的排放量,并分别以W、G、S、SO2表示,其在样本区间年度内的变化趋势如图1所示。
资料来源:《中国环境状况报告》、《全国环境统计公报》、《环境经济统计数据》整理得。
由图1可见,除工业固体废弃物的排放量近些年呈明显的下降趋势外,其余三种污染物排放量都呈现波动性特征,但总体趋势是缓慢上升的,废气的上升趋势最为明显。由于自变量选取的是我国人均GDP、FDI以及对外贸易开放度,其中人均GDP以1997年为基期,经每年的物价指数调整后的实际GDP,FDI经当期汇率调整后全部换算成人民币。
资料来源:国家统计局网站,http://www.stats.gov.cn/tjsj/.
改革开放以来,流入我国的FDI逐年增多,中国已成发展中国家中利用FDI最多的国家,在2002年还一度超过美国成为世界上吸引外商直接投资最多的国家。对外贸易开放度在本文中用进出口总额除以GDP得到,用Z来表示,其变化趋势如图2所示。我国对外贸易开放度逐年上升,直到国际金融危机爆发前达到最高点。此后由于国际市场需求的急速下降,出口受到重创,进出口总额下降,对外贸易开放度下降。但是,随着世界经济的逐渐复苏,2010年我国对外贸易开放度又开始上升。因此,我国对外贸易开放度是呈上升趋势。
(二)模型选择
鉴于数据的对数形式不会改变原数据的特性,且可以消除量纲不同的影响,本文将所有的变量都取对数进行分析。基于EKC理论分析框架,本文加入了FDI与对外贸易开放度作为自变量,为了检验中国的EKC是否存在,并进一步研究其形状,构建了如下两个方程模型进行对比选择(其中Pt代表污染物):
模型1:
ln Pt=β0+β1lnGDPt+β2lnGDPt2+β4lnFDIt+β5lnZt+β6lnZt2+εt
模型2:
lnPt=β0+β1lnGDPt+β2lnGDPt2+β3lnGDPt3+β4lnFDIt+β5lnZt+β6lnZt2+εt
根据EKC的基本理论框架,在模型1中,β1和β2不同的取值可以反应环境污染与经济增长之间不同的关系:(1)β1≠0,β2=0时二者之间存在线性关系;(2)β1≠0,β2<0时二者 之间呈现EKC所描述的倒U型特征;(3)β1≠0,β2>0时二者之间呈现正U型特征;(4)EKC曲线的拐点在Y=-β1/2β2。对于三次曲线模型2,β1和β2之间的关系与模型1相同,不同的是β3的符号会影响U或者倒U型曲线的进一步走势,如果β3与β2符号相反那么已有曲线将出现新的拐点即U型变N型,倒U型变成倒N型。
注:表中的D(lnGDP、D(lnFDI)、D(lnZ)、D(lnW) 、D(lnG)、 D(lnS) 、D(lnSO2)分别表示lnGDP、lnFDI 、lnZ、 lnW、 lnG、 lnS 、lnSO2的一阶差分;检验类型(C,T,K)分别表示单位根检验方程中的常数项、趋势项和滞后阶数;当C、T取1时表示含有常数和趋势项,取0时表示不含有;滞后阶数是以SIC(Schwarz Info Criterion)信息量最小为准则;*表示在1%水平下平稳,**表示在5%水平下平稳,***表示在10%水平下平稳。
估计模型之前,首先对所有变量的对数型式进行单位根检验,判断数据的平稳性,在此用ADF检验法,检验结果见表1。从表1可看到lnGDP、lnFDI 、lnZ、 lnW、 lnG、 lnS 、lnSO2都是非平稳序列,其一阶差分在10%水平下皆为平稳时间序列。因此,用最小二乘法(OLS)进行估计不会出现伪回归。在此先对不同的污染物选择适当的模型,利用获得的数据用软件eviews6.0对模型1和模型2估计得到结果见表2。通过表2的结果对方程进行选择:首先,看工业废水。虽然方程(2)总体拟合优度较高,但其部分系数不显著,且方程(1)和(2)相比之下,方程(1)的赤池和施瓦茨参考值均比方程(2)低,通过以上综合考虑对工业废水选择模型1。其次,看工业废气。由表可见方程(4)有较多系数不显著,且其AIC及SC值均比方程(3)大。因此,对工业废气选择模型1,工业固体废弃物也选择模型1。最后,看工业SO2。虽然两个模型的系数均不是高度显著,但方程(8)相比之下拟合优度较高,F值较大,其AIC及SC值均较小。因此,对SO2选择模型2,从选择出的模型以及表2可以看到经济增长与环境污染物的排放量之间的曲线关系如图3所示。
注:*表示在1%水平下显著;**表示在5%水平下显;***表示在10%水平下显著(通常情况下不考虑15%水平下的显著,但本文为了相对比较,在此将其考虑进去,用****表示);模型旁边的数字1-8分别为这八个方程的代号。
(三)协整检验和误差修正模型
本文采用EG两部法,对以上选出的四个模型进行协整检验。令方程(1)、(3)、(5)、(8)的残差项分别用εt1、εt2、εt3、εt4表示,对此四项残差分别作单位根检验,其结果见表3。表3的结果表明εt1、εt2、εt3、εt4均是平稳的时间序列,进一步说明以上方程中的变量lnFDI、lnGDP、lnZ与表征环境污染的变量之间存在协整关系。方程(1)、(3)、(5)、(8)分别反映了工业废水、工业废气、工业固体废弃物和工业SO2排放量变化与FDI、GDP、对外贸易开放度变化量之间的长期均衡关系。从长期来看,GDP每变动1%,污染物的排放量发生明显变化,其中SO2变化最为明显,为88.13%。FDI的变动对固定污染物的影响最严重,其每变动1%,固体污染物就随之变动3.26%,值得注意的是FDI的变动对SO2排放量变动影响并不显著。对外贸易开放度对四种污染物的影响也是不同程度的,其中对固定污染物影响最大,对外贸易开放度每上升1%,固定污染物的排量就增长7.98%。
在此基础上进一步建立误差修正模型,考察环境污染物与FDI、GDP和开放度之间的短期关系以及其偏离长期均衡的调整力度大小。以上四个协整方程对应的误差修正模型估计结果见表4。由于误差修正模型系数均为负,符合反向修正机制。此结果表明短期内GDP的增长对这四种污染物的排放量同样具有正向促进作用。此外,由于短期调整系数是显著的,因而它表明每年工业废水、废气、固体废弃物以及工业SO2的实际排放量的变化与其长期均衡值的偏差中分别有79%、27%、92%、96%被修正。
注:检验类型(C,T,K)分别表示单位根检验方程中的常数项、趋势项和滞后阶数;当C、T取1时表示含有常数和趋势项,取0时表示不含有;滞后阶数是以SIC(Schwarz Info Criterion)信息量最小为准则;*表示在1%水平下平稳,**表示在5%水平下平稳,***表示在10%水平下平稳。
注:*表示在1%水平下显著;**表示在5%水平下显;***表示在10%水平下显著。
注:*的表示其F统计量值高于5%显著性水平下的临界值,**表示F统计量值高于10%显著性水平下的临界值,即表明拒绝零假设,说明两变量之间存在因果关系。
(四)格兰杰因果检验
因EKC曲线主要考察的是经济增长与环境污染的关系,在此仅对GDP与环境污染物之间作格兰杰因果检验,结果见表5。从表5可以看出GDP变动与废水和废气的变动均呈单向因果关系,GDP变动是废水和废气排放量变动的格兰杰原因;而GDP变动与固体废弃物排放量变动之间互为格兰杰原因,SO2排放量变动是GDP变动的格兰杰原因。
三、结论及建议
通过模型的选择及分析,本文最终得到如下结论:我国工业废水的排放量与经济增长之间并不存在明显的环境库兹涅茨曲线特征,而是表现为U型曲线特征,但是工业废气和固体废弃物排放量的环境库兹涅茨曲线却是明显存在的。工业SO2的排放量与GDP之间的关系不仅是简单的倒U型曲线,其在倒U型上有所延伸,呈献出N型曲线特征。另外,FDI对传统工业三废排放量具有正向促进作用,产生环境负效应,但其对SO2的影响并不显著。从经济意义角度来说,对外贸易开放度与环境污染指标之间不存在U型或倒U型关系,对外贸易依存度与污染物排放量之间表现为正相关关系,说明对外贸易开放程度越高而环境污染越严重。
针对分析的结果,本文提出以下几点建议:
第一,EKC曲线的倒U型形状在中国并不完全适用。虽然EKC曲线的部分特征在我国有所显现,但并非所有污染物都表现出倒U型特征。这说明污染物的选择指标不同将会出现不同的结果,因此EKC曲线不能成为“先污染,后治理”的一个借口,更不能盲目地套用EKC曲线理论为我国经济发展中的环境污染问题进行辩护。从SO2的情况可以看到,即使存在倒U型曲线也不是绝对的,当经济增长超过一定的程度后,倒U型会延伸为N型,导致环境状况进一步恶化。传统工业三废与GDP增长之间目前是呈献出U型或倒U型关系,但如果我国持续以前的产业发展模式,任由市场发展或者经济结构转型力度不够,或将不可避免出现与SO2相似的情况。加之经济发展过程中造成的有些环境损害是毁灭性的,生态系统一旦失衡就再也不能恢复了。因此,我国应该及时制定相应的环保政策和法律措施,提高市场准入者的环境门槛,对环境污染者严惩不贷,同时环保执行力度需加大,利用法律政策和市场手段的充分结合,实现保护环境的目的。
第二,加强FDI质量,调整引入方式。FDI的环境负效应主要是与其进入我国行业相关,我国FDI的投资额大部分都分布在第二产业,而在第二产业中又大量投入到制造业中污染密集的行业,如纺织、造纸、化学、皮革、矿物、机械、金属制品等高污染的行业。虽然外商投资企业拥有先进环境污染防治技术、环境管理思想和方法,但他们在中国宽松的环境下并没有将这些先进的思想全部用于生产上。因此,我国在引进外资时应注意质量,防止发生“污染天堂”假说的情况,并优化外资的产业结构,使其更多地投入到第一和第三产业上去。更重要的是我国要引进环保意识强、经济效益好的高质量外资。另外,就是我国的环境政策,我国应该提出一个更高的环境要求标准,让所有企业包括外资在内都按照这个高标准去实施。在利用FDI的技术外溢效应时,也在充分利用其治理环境的技术,并相应地建立一套有效的激励机制,对外资企业的技术创新和环境保护进行宣传和奖励,让FDI可以无保留地运用他们的环境污染防治技术,并对全国企业起到模范带头作用。
FDI对湖南经济增长的效应分析 篇6
一、FDI的资本效应
外商直接投资进入东道国后, 会对东道国的资本形成产生影响。FDI对发展中东道国经济增长最直接的贡献就是资本形成和积累。
首先, 外商直接投资有效弥补了湖南省的资金缺口, 促进了资金积累。反映FDI对东道国资本形成的有两个重要经济指标:一是外商直接投资流量占全社会固定资产的比重;二是外商直接投资存量与国内生产总值比率。一般发展中国家这两项指标为8.0%、12.5%。1993年以来, 外商直接投资流量占湖南省固定资产投资比重都在5%以上, 即湖南固定资产投资每增加100元, 其中5元多是由外商直接投资流入实现的, 这个比例1997年还达到了11.04%。1984年湖南省实际外商直接投资存量仅占仅占GDP总量的0.03%, 但是这一比率一直保持上升趋势, 到2007年已经达到14.9%。这一现象说明FDI的资本积累效应大小是随着湖南经济发展阶段的变化而变化的, 而FDI对GDP的促进作用是逐年增加的。
其次, 外商直接投资的流入, 不仅从数量促进了湖南省的资本形成, 更为重要的是极大地改善了湖南省的资产质量。外国跨国公司投资设立新的分支机构, 直接形成高质量的资产增量;外国跨国公司通过注资、并购现有老企业, 注入优质资源 (如先进的技术、经营和管理经验、营销网络等) , 可以将现有的低质量资产改造成为高质量资产。如伊莱克斯收购中意电器, 改变了企业的亏损状况, 将低质量的存量资产变成高质量的存量资产, 2004年销售收入达7.53亿元。如华菱集团引进世界最大的钢铁企业米塔尔公司入股后, 为华菱管线提高了高性能船板、CSP生产线生产电工钢等六项填补国内空白的世界顶尖技术, 并在华菱全面改革其组织架构、运行机制和传统的管理模式, 核心竞争力得到不断提升。这说明FDI提高了资本存量的质量, 提高了经济增长的质量。
再次, 外商直接投资可以使国外其他企业在湖南进行关联投资。近年来, 跨国公司特别是世界500强企业在湖南的投资, 带动了其他外商投资企业为其配套的跟随性配套投资。跟随性配套投资是指一家来华投资的跨国公司, 以往在国外有大量的配套企业为其提供中间产品和相关服务, 这些配套企业为了保证继续为客户企业提供最有竞争力的配套产品, 会进行跟随性投资, 即跟随着这些企业来我国投资。这种跟随性投资在各个国家都大量存在, 但在发展中东道国表现得尤为明显。由于发展中东道国缺乏高水平中间产品和相关服务的提供者, 那些已经前来投资的跨国公司会引导、鼓励、支持其原先在海外的配套企业前来投资。如LG曙光飞利浦电子有限公司在2002年带来了十几家配套外资企业落户开发区, 不仅推动了湖南省电子制造业迅速上规模和水平, 而且进一步延伸了电子信息产业链, 随后维用—长城电路有限公司、韩国玻壳项目、湖南湘计惠能科技有限公司、苏博泰克数据系统有限公司等一批大型FDI企业相继落户湖南, 形成了电子信息产业链, 初步实现了产业集群发展;博世汽车部件有限公司、长沙日立汽车电器有限公司、日本三菱、岩井、住友公司、中国台湾信昌机械等境外多家企业进驻湖南能推动汽车产业链的形成和发展;湖南HEG电子玻璃有限公司、长沙良基冷却设备有限公司、伊来克斯电器有限公司等有利于形成湖南家电产业链。
二、FDI的产业结构效应
产业结构变动主要是指第一产业、第二产业和第三产业产值占国民生产总值比重的变化情况。投资在各产业部门的重新配置与调整是改变已有产业结构的直接原因, 外商直接投资作为固定资产投资的重要组成部分, 将形成新的生产能力从而改变原有的产业结构。其作用主要表现在三个方面:一是促进了固定资产投资总量增长及其结构调整。二是通过这种调整, 带动了三次产业之间比例的变化, 加快了产业结构升级。三是推动了产业内部的结构优化, 特别是工业结构的调整升级。
湖南省三大产业在国民经济中的比重演变过程, 如图1所示。
从图1的产业结构变化来看, 1978年湖南省第一、第二、第三产业比为40.7:40.7:18.6, 随着改革开放, 第一产业比重不断下降, 到2009年底, 第一产业仅占国民生产总值的15.2%, 第二产业比重不断上升, 2007年占国民生产总值43.9%, 第三产业也稳步上升, 到2009年份额为40.9%。
三、技术外溢效应
所谓外资技术外溢, 即指一国在吸收外商直接投资的过程中, 国内企业通过向外资学习逐步积累丰富的知识和创新技术以及先进的管理经验, 在国内国际市场上竞争力增强而产生的效应。
发展中国家利用外资的目标之一就是获取外国的先进技术、促进产业技术水平提高。因为FDI不仅是资本的转移, 还伴随着技术的转移和先进管理经验、方法的转移。国内外很多研究表明, 发展中国家通过吸收和利用外商直接投资, 使该国的管理水平和劳动生产率有了大幅的提高, 从而增强了企业的竞争能力, 并对东道国技术进步做出贡献。外商直接投资东道国技术外溢的影响主要表现在以下几个方面:
第一, 前后向关联效应。很多外商直接投资带来的技术外溢效应是通过跨国公司在东道国的分支机构 (从东道国角度来看, 即为外资企业) 与当地供应商和客户间的前后向关联关系表现出来的。外资企业在产品或加工工艺以及营销等方面具有丰富的知识, 当东道国公司从中获得利益而又不需支付有关费用时, 会形成技术溢出效应。在这里, 后向关联是指外资企业与东道国当地供应商 (上游公司) 之间的关系;前向关联是指外资企业与东道国当地客户 (下游公司) 间的关系。
第二, 外资企业培训当地雇员。跨国公司总公司向其国外分支机构转移的技术不仅包括设备、无形资产、技术和管理专家, 还包括对分支机构所雇佣的当地雇员的培训。此类培训涉及各个层次的雇员, 既包括简单的生产操作员、较复杂的质量监督员, 也包括高级技术专家和高级管理专家。培训的形式灵活多样, 包括现场传授、举办讲座、外派强化培训, 甚至到投资国接受系统教育等。尽管高层职务最初一般由来自投资国的专家担任, 但当地人员的比重也会不断提高。当地雇员在外资企业工作期间积累的各种技能, 随着这些雇员的“跳槽”或创办自己的公司而产生技术溢出效应。
第三, 示范效应与竞争效应。跨国公司进入后所带来的技术溢出效应不仅在于先进技术在东道国的扩散, 更在于强化了国际交流的渠道, 使得跨国界的示范效应成为可能。外资企业一般采用比国内企业更为先进的技术和管理经验, 对国内同类企业产生了显著的示范效应。如平和堂、沃尔玛家乐福等大型外资超市落户湖南后, 湖南的零售业逐步进入了超市时代, 为湖南零售企业经营提供了新的经营理念、先进的管理经验和营销技术, 提高了湖南零售业经营水平和服务质量, 尤其是使省会长沙商贸流通业快速发展并稳居全国省会城市前列。
尽管示范效应是导致溢出的一个重要因素, 但纯粹由示范效益所带来的技术溢出效应可能并不重要, 原因是实践中示范效应通常与竞争效应结合在一起。外资企业的加入加剧了中国市场的竞争程度, 对国内同类企业产生了显著的竞争效应。增强了国内企业技术进步、提高劳动生产率的外部压力。从长期来看, 当外国公司与当地公司以同等规模在同一个市场上相互竞争时, 当地公司有一种逐步采取与外国公司相似的生产技术的趋势。如以LG曙光为代表的外资企业带动了湖南本地电子信息企业发展, 博世、日立、日本三菱、岩井等推动本地汽车制造企业的发展;另外, 外资企业与湖南当地企业进行技术竞争, 加速了技术开发的速度和提升了技术水平, 如湖南内资企业的机电产品、高新技术产品在制造业及其出口中的比重不断提高, 在一定程度上就是与外资竞争的结果。
第四, 外资企业在投资地设立研发机构。20世纪90年代中后期以来, 为了更好地满足国内消费者的偏好、提高产品差异能力和充分利用国内的智力资源, 大型跨国公司纷纷来中国设立研发中心与制造中心。伊莱克斯是第一个将其在中国的研发中心和制造中心落户湖南的世界500强企业。这些研发机构通过对中国员工的培训、对当地的示范和模仿效应产生了技术外溢效应, 提高了相应产业技术的研究与开发能力和技术水平。
四、FDI的就业效应
实现充分就业是一国宏观调控的目标之一, 也是我国政府宏观经济政策的重要目标。湖南省正处在经济发展的转轨时期, 体制改革与结构调整不可避免地造成下岗与失业。宏观上已经从短缺经济转向过剩经济, 市场化相对饱和与生产销售困难给就业带来很大的压力, 同时产业结构正从劳动密集型向资本密集型和技术密集型调整, 这更增加了就业的困难。由于存在投资乘数和加速原理, FDI可以引致国民收入和国内投资加倍增长, 从而在增加国民收入总量中增加就业机会。因此, 引进外商直接投资来增加就业机会是我国政府外资政策的主要目标之一。
从数量上来看, FDI对东道国产生直接的就业效应, 主要表现为其投资主体直接雇佣本地员工取代母公司的员工, 这就是人力资源的本土化, 而由此吸纳的当地就业人数的多少又取决于人力资源本土化程度的高低及其在东道国投资的产业和行业构成, 人力资源本土化程度越高、投资于劳动密集型产业和行业的比例越高, 吸纳当地员工的人数就越多。随着湖南省利用外商直接投资的增加, 外资企业吸收从业人数也在不断增加。1995年, 湖南外商投资企业从业人数为5.87万人, 而到2008年增加到19.69万人, 这说明外商直接投资对就业的促进作用是积极的。外商投资企业已成为湖南省吸纳就业、缓解就业压力的重要渠道。
摘要：利用外资为我国经济建设服务, 是我国改革开放以来的一项重大举措。经过二十多年的不懈努力, 湖南省利用外资的规模不断扩大、质量不断提高, 已成为促进国民经济发展的主要力量。湖南省利用外商直接投资对湖南经济增长起了一定的作用, 不仅弥补了建设资金的不足, 促进了就业, 还优化了产业结构, 引进了一批先进的技术。
关键词：FDI,经济增长,效应
参考文献
[1]、湖南省统计局.2009年湖南省国民经济和社会发展统计公报[DB/OL].湖南统计信息网, 2010-04-06.
[2]、马宏.中国利用外商直接投资的经济效应及对策分析[D].内蒙古大学, 2005.
[3]、湖南统计年鉴 (1978-2010) [Z].
FDI经济增长 篇7
一、FDI在我国的发展和研究
我国从改革开放之初就积极引进FDI, 一方面获得资本, 带动相关产业发展;另一方面获得国外先进技术和管理经验外溢。从这两方面来看, FDI必然会对我国经济产生相应的作用。我国自引进FDI以来, GDP由1984年的7208亿元增加到2005年的183084亿元, 而中国的FDI流入量也伴随着国民经济的发展而不断增加, 由1984年的26.51亿美元增加到2005年的1890.65亿美元, 其年均增长速度自1984年以来分别达到10.4%, 33.43%。根据宏观国民经济收入理论, GDP由投资、消费、储蓄构成, FDI作为投资的重要组成部分, 其与GDP之间究竟存在怎样的关系, 这是目前经济学领域研究的重要问题, 也是本文试图进一步探讨的问题。
关于FDI与经济增长关系的研究, 我国一些学者指出, 外资所带来的GDP总量增长率的贡献为0.9个百分点, 其贡献率为8.6%, 近年来这一贡献率已经超过10%。将FDI作为独立的投入要素引入到增长方程中, 以我国1985～2001年的数据进行回归, 得出的结论是:FDI对我国国民产出的贡献率大约在5%～6%之间, 平均贡献率为5.9%。还有一些学者通过不同的经济增长模型对FDI与GDP的关系做了研究, 认为“FDI带来大量资本, 弥补国内资本短缺, 我国经济增长率中2%～3%应当归功于外资贡献”。
基于此, 本文将运用我国1984～2005年的FDI和GDP数据进行计量分析, 研究FDI与我国经济增长是否存在长期关系, 如果FDI对我国经济增长确有稳定的促进作用, 那么其贡献率是多少, 这将是我们实证分析的重点。
数据来源:中国统计年鉴 (2006)
二、模型的建立与分析
(一) 变量的选择与数据来源
为了研究FDI对我国经济增长的影响, 选择我国每年的国内生产总值 (GDP) 作为因变量, 我国每年引入的外商直接投资合同金额 (FDI) 为自变量。为此, 我们收集了我国1984～2005年22年的数据。同时, 为了统一模型中各变量的计量单位, 我们引入相应年份的人民币对美元的平均汇价 (中间价) , 将以美元计量的FDI合同金额折算为以人民币为单位的数据。
为了消除时间变量数据的异方差性, 并考虑到对各时间序列数据取对数之后不会改变它们之间的计量关系, 在此对以上时间序列数据进行对数处理。在以下的分析中, 所有在字母前加上L的变量表示是由相应数据经取对数转换而得到的新数据。
首先对GDP和FDI进行相关性分析, 检验它们之间是否存在必然的相关性, 并进行Granger因果关系的检验和时间序列的平稳性检验, 然后采用AEG法来做协整检验, 证明GDP与FDI之间是否存在协整关系, 以避免伪回归, 最后从我们所得出的回归模型来说明GDP与FDI之间的关系及相互影响程度。本文涉及的计量分析借助统计软件Eviews5.0完成。
(二) 变量相关关系和因果关系分析
1.变量相关分析
在建立模型之前, 首先对选取变量的相关关系进行检验。表2给出了LGDP和LFDI之间的相关系数。
从表2给出的相关系数来看, LGDP和LFDI之间具有很强的相关关系, 但是这并不代表LFDI必然是导致LGDP的原因。因此, 还需要用因果检验方法分析二者之间的关系。
2.Granger因果关系评价
对LGDP与LFDI进行Granger因果关系检验。检验命令的输出结果给出了F统计量以及相应的概率p值。
表3所反映的因果关系检验表明:在5%的显著水平下, 滞后期数为1时, LGDP不是LFDI的Granger原因, 但LFDI是LGDP的Granger原因, 我们得到了单向因果关系, 即证明了我们对模型因变量和自变量的设定是正确的。这表明我国引入的FDI合同金额的变动促进了我国国内生产总值的变动。
(三) 协整分析
下面从研究数据的平稳性入手, 综合运用协整理论中的ADF平稳性检验、AEG协整关系检验等技术, 探求变量间的长期经济联系。
1.平稳性检验
在进行时间序列分析时, 传统上要求所采用的时间序列必须是平稳的, 否则将产生“伪回归”现象。为了解决该问题, 我们采用协整方法, 进行单位根检验。单位根检验的方法有很多种, 本文采用ADF方法。如果一个序列在成为稳定序列前必须经过d次差分, 则该序列被称为d阶单整, 记为I (d) 。
现在对LGDP和LFDI进行ADF检验, 结果如下:
表4中, ADF统计量均在无位移项和趋势项, 滞后期数为1的情况下得到, 临界值在5%的显著水平下得到, d表示一阶差分, d2表示二阶差分。结果显示, LGDP和LFDI在5%的显著水平下都是非平稳的, 而它们的二阶差分都是平稳的, 故它们同为二阶单整I (2) , 只有具有相同单整阶数的两个变量才有可能存在长期均衡关系, 即LGDP和LFDI目前具备了协整的必要条件。
2.协整检验与长期均衡分析
如果两个变量都是单整变量, 只有当它们阶数相同时才能协整。协整的意义在于它揭示了变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。满足协整的经济变量之间不能相互分离太远, 一次冲击只能使它们短时间内偏离均衡位置, 在长期中会自动恢复均衡位置。
下面采用AEG法来检验LGDP和LFDI之间是否存在协整关系, 若所得到的回归模型中的残差序列具有平稳性, 则LGDP和LFDI存在协整关系。首先, 对该两个变量用OLS法进行协整回归, 我们得到协整关系所对应的长期回归方程:
如下图表所示, 模型的可决系数为0.86, 说明拟合度较高, 且参数估计都通过了t检验, 整个方程也通过了F检验, 残差图也拟合较好。然后, 将由OLS回归得到的残序列进行AEG检验, 滞后期数为2, 结果如下:
表5显示, 在5%和10%的显著水平下, undefinedt的AEG统计量均小于临界值, 说明undefinedt为平稳序列, 即LGDP和LFDI存在协整关系。由于对于二变量情形, 如果存在均衡关系, 则这种均衡关系是惟一的。也就是说, LGDP和LFDI之间存在惟一的长期均衡关系。
于是, 我们之前所得到的回归方程的参数估计具有经济意义, 我国引入FDI合同金额对我国国内生产总值的长期贡献率为0.524, 即从长期来看, 我国引入FDI合同金额每增长1个百分点, 我国国内生产总值就会增加0.524个百分点。可见, FDI对我国经济增长的长期作用是相当显著的。
三、结论与建议
根据以上的实证分析可以得出以下的研究结论:
1.FDI与GDP两个变量之间不仅具有较强的正相关性, 而且FDI与GDP两个变量之间存在单向因果关系, FDI是GDP不断增长的原因, 说明FDI的流入对中国经济的发展具有重大的贡献作用;而GDP不是FDI不断流入的原因, 但是这并不能说明在现实中, 中国经济的发展和投资环境的改善不是吸引FDI不断流入的原因, 只是相对于其他因素比如廉价的劳动力成本、技术水平的提高以及广阔的市场来讲, 其吸引FDI不断流入的作用比较小而已。
2.虽然FDI与GDP两个变量的时间序列都是非平稳序列, 但是从长期发展趋势来看, 两者也存在长期协整关系, 这表明FDI拉动中国经济增长主要依靠的是它的长期需求拉动效应, 在利用外资的策略上要坚持长期策略而非短期策略, 只有这样, 才能从长远的规划中使FDI与GDP长期协调发展, 才能使FDI对GDP的增长具有持久的作用, 因此在吸引对外投资上要坚持外资优惠政策的长期性, 要不断改善对外投资环境, 拓宽外商直接投资渠道。
3.从FDI与GDP两个变量的回归模型来看, FDI对GDP的增长的拉动力度较大。模型的回归系数0.524表明:我国外商直接投资每增长1个百分点, 就会拉动国内生产总值平均增长0.524个百分点, 也就说明FDI对我国经济增长的推动效应十分明显, 采取外向型经济能带来更高的经济增长率, 引入FDI作为外向型经济政策的重要组成部分, 对于经济增长的贡献尤其值得关注。
参考文献
[1]Nair-Reichert and D.Weinhold, Causality Tests for Cross Country Panels:ANewLook at FDI and Economic Growth in Developing Countries[J].Oxford Bulletin of Economic and Statistics, 2001 (63) :53-71.
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[3]徐建娟.FDI对我国经济增长影响实证研究.合作经济与科技, 2007, (4) .
[4]Barrel R.and N.Pain, Foreign Direct Investment, Technological Change and Economic Growth within Europe[J].Economic Journal, 1997, 107 (1) :1770-1785.
FDI经济增长 篇8
一、文献综述
关于FDI技术溢出效应的作用方向, 即对东道国技术进步和经济增长的作用是正向的还是负向的, 国内外学者研究的实证结果两方面都有。Cantwell (1989) 通过对1955—1975年在欧盟内进行投资的美跨国公司的分析, 发现并非所有行业都产生了明显的溢出效应。Driffieldn (2011) 用模型对英国1089—1992年制造业的行业面板数据进行了研究, 发现FDI在英国的制造业没有产生技术溢出效应, 之后通过进一步的研究发现引发制造业生产率提高的决定因素是竞争。Barryn (2011) 选用爱尔兰制造业1990—1998年的企业面板数据进行研究, 得出的结论是FDI对当地企业产生了负的溢出效应。Gaves (1974) 通过对澳大利亚1969年产业层面数据的计量分析, 发现外资确实对澳大利亚相关产业的劳动生产率有着正面的积极影响。秦晓钟和胡志宝 (1998) 在扩展柯布道格拉斯生产函数的基础上建立了回归模型, 研究了我国FDI溢出效应, 通过检验1995年全国第三次工业普查中39个行业的数据, 发现FDI在这些行业中发生了正的溢出效应。潘文卿 (2003) 利用我国1995—2000年工业部门的面板数据研究了FDI对我国工业部门的技术溢出效应。他发现FDI对我国内资部门的促进作用较大, 导致了这些部门产出增长较快, 在这些部门产生了正的技术溢出效应, 但是溢出效应非常小。引进新的变量, 进一步研究后发现, FDI在我国不同地区发生的技术溢出效应差别较大, 在经济欠发达的西部地区FDI还没有技术溢出效应;在工业化水平较高的东部地区, FDI对当地的促进作用已经变小;而正在崛起的中部地区FDI的技术溢出效应相对较大。在关于FDI溢出效应的“影响因素”方面, F indlay (1974) 认为投资国与东道国之间的技术差距越大, 技术扩散率越高;而Haddad和Harrsion (1993) 认为技术水平差距较小时, 溢出效应反而较为显著;Kokko (1994) 认为东道国吸收能力决定着溢出效应能否产生或产生的程度。此外, 东道国的经济发展水平、要素禀赋条件、技术水平、劳动力状况等也都影响溢出效果。
二、FDI技术溢出效应机理分析
1、FDI技术溢出的概念及特点
根据FDI技术溢出研究领域最著名的两位学者Blomstrom和Kokko的定义, FDI技术溢出指的是跨国公司在东道国实施外商直接投资而引起的当地企业的技术或生产力的进步, 而跨国公司无法获取其中全部收益的一种经济外部效应。东道国愿意牺牲自己的市场来吸引外资, 无非就是因为FDI在给东道国带来资本投入的同时, 还能够改善当地的产业结构, 提高当地企业的科技含量, 提升当地人才的素质等。所以对于跨国公司而言, 他本身是不愿意技术溢出效应发生的, 技术溢出意味着他将失去垄断地位, 甚至如果东道国企业因受益于FDI溢出而提升了自身的创新水平, 赶超跨国公司, 还有可能对跨国公司带来负面影响。FDI技术溢出是需要溢出的输出方跨国公司和输入方东道国企业都参与其中的, 也就是说, 溢出的发生和最终效果是由输入输出方共同决定的。综上, FDI技术溢出具有外在性、非自愿性和互动性的特点。
2、FDI技术溢出的途径
(1) 竞争效应。跨国公司的进入会加剧东道国国内竞争, 因为外资企业往往比当地企业拥有更先进的生产技术、管理经验及营销技术, 他们生产的产品或提供的服务就更具有竞争力, 这些都迫使厂商不得不更有效率地使用他们的资源和技术, 增强创新能力, 从而提高他们的产出水平。
(2) 模仿示范效应。东道国引进FDI实际上是为当地企业提供了一个接触先进企业、先进技术的机会。另外, 当跨国公司进入东道国市场时, 东道国的企业为了维持自己的市场, 不得不利用这个机会向跨国公司学习, 吸取跨国公司创新的经验和教训, 减少试错成本。如果当地企业对先进技术等有较强的理解和应用能力, 那么通过模仿跨国企业, 自身的能力便会很快得到提升。
(3) 前后向关联效应。前向关联效应即跨国公司在与本地原材料、零部件等的供应商进行合作时, 为了保证自己产品的质量, 对东道国企业进行相关培训以及告知东道国企业相关技术, 从而使东道国企业能够逐渐掌握这些技术。后向关联效应是指跨国公司与当地上游供应商之间产生的技术溢出效应。跨国公司出于自身利益的考虑, 在与东道国上游供应商合作过程中, 会对东道国供应商提出要求并帮助东道国供应商改善他们的生产技术等。在这个过程中, 东道国供应商学到了先进的生产技术和管理经验。
(4) 人力资本流动。跨国公司进入东道国, 会在东道国建立工厂, 招募大量的人才。跨国公司的进入会提高当地整体的工资水平, 高的工资水平势必会吸引更多的人才流入。跨国公司拥有前沿的技术, 先进的管理制度及理念, 其对员工的要求自然超过本土企业。所以跨国公司会投入大量的精力和金钱来对员工进行培训, 提高东道国劳动力的素质。而当那些在跨国公司受过培训或者在其公司有了一定工作经验的人才流向东道国别的企业时, 溢出便产生了。员工在跨国企业学到的技术诀窍、管理经验等会随着他们的转移在本土企业物化。
三、FDI技术溢出对湖南省经济增长的影响
1、建立模型
本文以柯布道格拉斯生产函数为基础建立模型, 假设湖南省的生产函数为
在上面的生产函数中, Y代表湖南省的年产出, 用湖南省的GDP表示;L代表表劳动投入, 用湖南省的年平均就业人数表示;K代表资本投入, 用全社会固定资产投入表示;A表示全要素生产率, 用湖南省的FDI占全部固定资产投入比的函数表示, 即A=A (FDI/K) ;α、β表示相关系数。
对方程 (1) 两边同时取自然对数得到:
全要素生产率A受外商直接投资的影响, 即A=A (FDI/K) , 所以可以将它们之间的关系用函数表示如下:
将式 (3) 带入方程 (2) 可以得到:
方程 (4) 就是本文建立的数学模型。从方程 (4) 可以看到, 经济增长率由式 (4) 右边的四项决定, m In (FDI/K) 可表示技术溢出效应, m是技术溢出系数, 如果m>0, 那么就意味着在湖南省FDI存在着正的溢出效应, 对湖南经济增长起到促进作用, 溢出效应的大小由m的大小决定, m值越大, 溢出效应越大;如果m<0, 就表示FDI在湖南省存在负的溢出效应, FDI进入对湖南省经济没有促进作用。
2、数据的选取
本文的数据从《湖南省统计年鉴》 (1987—2009) 和湖南省统计信息网整理得到。Y用地区生产总值表示;FDI用实际外商直接投资额表示;L用年平均就业人数表示;K用全社会固定资产投资额表示;γ是随机误差项。
3、计量分析
本文用EViews3.1对湖南省1987—2009年的数据 (见表1) 采用最小二乘法进行模型回归, 得到的结果如表2所示。
回归方程为:ln Y=-0.049ln (FDI/K) +0.467ln K+5.338ln L-37.833
从回归方程结果可以看到, R2=0.9987, 说明模型对样本的拟合非常好;外商直接投资占湖南省固定投资的比重每提高1个百分点, 湖南省生产总值降低0.0487个百分点。
4、结果分析
回归得到的m值为-0.04870, 这说明FDI在湖南省产生了负的技术溢出效应, 但是这一系数非常小, 也就是说FDI在湖南省产生的技术溢出效应不明显, 技术溢出在促进湖南省技术进步方面的力量不足。
四、湖南省利用外商直接投资现状及策略分析
1、湖南省利用FDI现状
(1) 投资环境差。投资环境指投资经营者所面对的客观条件, 特别是国际间的投资, 其收益与投资地点客观条件的好坏直接相关。对投资者来说, 把资金投向有利的环境中, 才有更大的盈利空间。与经济发展程度较高的地区相比, 湖南省的投资环境较差。由于湖南省地处我国中部地区, 发达程度比较低, 有些地区的基础设施不完善, 交通不够便利, 增大了外商直接投资的难度;优惠政策不透明, 不公平现象依然存在;对招商引资过程中出现的新现象研究不够。总的来说, 湖南省的投资环境还有待进一步改善。
(2) 关于招商引资的法律规范不够完善。湖南省招商引资二十多年以来, 尚未完善这方面的法律, 存在很多法律漏洞。加上有些招商主管人员在引资过程中急于求成, 基本工作做的不扎实, 在相关的法律规范尚不清楚的情况下擅自行动, 如城市招商中, 很多房屋拆迁不规范。这样往往会引起事后纠纷, 在给外商投资带来困扰的同时也影响了当地人民的正常利益。
(3) 政府官员盲目追求业绩, 不顾投资好坏。一般政府官员在升职时都会考察其在任政绩, 而招商引资是其中一个重要的考察项目。所以有的政府官员为了增加政绩, 盲目地扩大招商引资, 一些负责招商的主管、领导甚至违反国家有关规定, 在税收、土地租金等方面给予特惠, 乱划工业园区, 浪费国家土地。另外, 盲目招商引资, 不考虑本地区对外商投资的实际承受能力, 不仅浪费了土地、人力、物力等, 还给湖南省的声誉带来了不好的影响, 甚至阻碍了湖南省的经济发展。
(4) 引资实际到位率低, 实际开业率不够理想, 新增的项目总体规模小。招商引资时签订的合同金额都较大, 但是后期实际外商投入的资金往往不足合同金额的80%。签订的招商引资项目很多, 但是实际开业营运的较少。另外, 湖南目前引进的外资大部分都只是以小额资金注入, 没有国际性的大企业、大公司来投资建厂。知名的国际企业是获得技术外溢、改善湖南产业结构最好的“良药”, 但是却缺乏该类外商投资。
2、策略分析
(1) 优化投资环境。投资环境是外商考虑是否投资的首要因素。一个地区投资环境的状况往往可以决定引进外商投资数量的多少以及质量的好坏。经过一些实地的考察以及对报刊杂志的查阅, 笔者认为湖南省可以从以下几个方面改变投资环境:一是提供一个公平竞争的市场环境, 防止各种腐败作风和幕后交易;二是加快湖南省的基础设施建设, 修建高速公路、铁路等各种交通设施, 提高能源、通讯、设备、基本生活设施等的综合配套能力, 保证交通顺畅, 通信及时, 各种设备完善;三是优惠政策经过各级协商制定, 不能损害当地人民的正当利益, 不能搞特殊化, 对待前来投资的外商要一视同仁, 认真严谨地考察其投资能力与承担能力, 在国家政策的指导下给予一定的优惠。
(2) 完善法律规范。在现行法律、法规规定的框架内, 稳妥拟定招商方案, 合法运作招商活动。在提供优惠招商条件方面, 要取得投资财产的合法所有权, 对国有土地的划拨要与国土法律保持一致。如为了提高招商优势, 可实行对价制度, 切忌不顾法律规定进行无偿划拨。
(3) 加强对政府的监督管理, 将招商引资透明化。加强对官员的监督管理, 增强招商引资的透明度。对于有些官员盲目追求政绩, 随意引进投资的做法要严厉打击。一是提高办事效率, 简化审批手续。外来投资者来湖南投资办厂, 一般至少需要18种证件才能投资办厂, 因此对所有审批项目应实行一个部门受礼, 联合审批。二是减少地方保护主义。随着市场机制的完善, 市场应该是一个强有效的市场, 各种法制法规也越来越完善, 各种市场和企业的行为应该有着全国统一的法律规范, 那些地方保护主义的规章制度应该取消。三是提高服务水平, 保证信息的对称。工商、税务、土管、城管、环保、外贸等部门要改变传统观念, 依法行政, 提高政府办事效率和诚信, 制定详细的招商引资规划书, 并予以公布, 切实做好招商引资的前期工作, 防止各种虚假引资。
(4) 有重点地引进建设项目, 加强对招商引资的后续管理。在招商引资的过程中, 要考察招商引资项目是否适合湖南省的现状, 能够给湖南省的经济带来多大的增长, 杜绝盲目引进。对于有些政府官员为了提高政绩而虚假招商引资的, 要严惩不贷。对于已经签订好合同的, 要落实好合同上的内容, 确保资金到位, 将资金投入到实际的生产中去, 而不是一纸空文。
五、结语
通过实证研究可知, 湖南省在利用外商直接投资方面目前还十分欠缺, 在有些部门外商直接投资甚至产生了负的溢出效应。所以想要利用FDI加快湖南省的经济发展, 就要在各个方面进行改革。
摘要：本文通过对湖南省统计年鉴数据的处理, 运用柯布道格拉斯生产函数, 用Eviews分析了FDI与年产出、固定资产投资、劳动力人数之间的相关关系, 得到FDI不仅为湖南省经济增长带来了资金, 给湖南省创造了就业机会, 同时也促使湖南省产业结构得到提升和优化的结论。但是目前FDI在湖南省产生了负的溢出效应, 想要产生正的溢出效应, 应该在更新观念、加强配套和优化环境等方面下功夫, 有效提升湖南外商直接投资发展水平。
关键词：FDI,湖南省,柯布道格拉斯生产函数,经济增长
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FDI经济增长 篇9
关键词:FDI;经济增长;协整分析;脉冲响应函数
一、引言
在全球化的今天,外资特别是外商直接投资己经被看作影响经济发展的另一重要因素。据联合国贸发会议的调查,2009-2010年,最受跨国公司青睐的前十大投资国依次是:中国、印度、美国、俄罗斯、巴西、越南、德国、印尼、澳大利亚和加拿大。长远来看,稳定的经济增长、庞大的国内市场、低成本劳动力以及市场开放等因素,将使中国继续成为最具吸引力的FDI东道国,中国依然位居最具投资吸引力国家榜首。
国际学术界对外商直接投资对东道国的经济增长的影响进行了大量的实证研究,基本上都支持FDI能促进当地经济发展的结论。例如,Sahoo(2006)对四个南亚国家的研究,不仅发现FDI对当地经济增长的显著促进作用,而且也促进了当地资本形成、出口以及基础设施的建设。关于FDI与我国经济增长的关系问题,国内许多学者主要运用国外学者的经济增长模型对FDI与经济增长进行实证分析。姚树洁等(2007)、岳书敬(2008)得出FDI与中国经济发展之间互为因果关系。高铁梅(2006)发现外商直接投资促进了中国经济的增长,但低于国内投资对经济增长的贡献率;外商直接投资在1999年以前挤出了国内投资,其后对国内投资产生了拉动作用。
二、FDI对广东经济增长的实证分析
本文研究中对于GDP及FDI(以当年汇率折算成人民币)均在消除价格变化(以居民消费价格指数为准)影响后取自然对数。其中“居民消费价格指数”为2009年《中国统计年鉴》中以1978年为基期的“各种价格定基指数”。1988-2008年广东省GDP及FDI值(实际利用外商直接投资)取自2009年《广东统计年鉴》。
通过eviews分析工具,对广东的lnGDP、lnFDI进行单位根检验,其中lnGDP原始数据及一阶差分时ADF统计量均不显著,没有被拒绝,在二阶差分后,统计量在1%显著性水平下拒绝了原假设,表明lnGDP是二阶单整I(2)。lnFDI原始数据ADF统计量均不显著,没有被拒绝,在一阶差分后,统计量在5%显著性水平下拒绝了原假设,表明lnFDI是一阶单整I(1)。对广东的lnGDP、lnFDI进行Johanson协整检验,在有截距和确定线性趋势的情况下,对残差进行三阶差分滞后检验,检验结果表明在5%的显著性水平下广东的lnGDP、lnFDI协整关系数为1。
根据最常用的Engle和Granger(1981)两步法,对广东省lnGDP和lnFDI建立误差修正模型:
对模型ln GDPt=β1ln FDIt+μt的OLS估计,得到协整方程的残差系列μt,令误差修正项ecmt=μt,建立下面的误差修正模型:Δln GDPt=β0+β1Δln FDIt+αecmt-1+εt,经估计得到:
ΔlnG^DPt= β0+ β1Δln FDIt+αecmt-1+ε
(βn)(0.1122)(0.05566) (0.01493)
(se) (0.01063)(0.02392)(0.006522)
(t) (10.56)*(2.327)**(2.290)**
R2=0.6253 R2=0.6002,D-W=1.715,F=12.04(注:*表示通过显著性水平为1%的t检验;**表示通过显著性水平为5%的t检验)
在上面的误差修正模型中,差分项反映了短期波动的影响,从系数估计值来看,在短期内,FDI变动1%,广东省GDP将变动约为0.06%;而误差修正项反映了对长期偏离的调整力度,从系数估计值来看,当短期偏离长期均衡时,将以0.01493的调整力度将非均衡状态拉回均衡状态。
同时,利用eviews脉冲响应函数分析方法,对广东省FDI对GDP变化的影响进行了分析,从图1可以看出,当在本期给予FDI一个标准差的正冲击后,广东省GDP在前3期内有一个逐步增长,在第4期达到顶峰,其后虽略有波动,但是基本保持稳定,这表明第5期开始,FDI对广东省GDP产生了一个稳定的拉动作用。
三、结论
据联合国贸易和发展会议于日内瓦时间2010年1月19日发表的全球投资趋势监测报告的数据来看,全球FDI在2009年的进一步下降(从2008年的1.7万亿美元下降到2009年略高于1万亿美元,下降了39%)几乎波及了所有的国家以及FDI的各个组成部分。报告显示,流入发达国家的FDI在2009年继续大幅下挫了41%。流入发展中国家和转型经济体的FDI尽管在2008年保持增长,但随着全球金融和经济危机影响的进一步显现,在2009年终于顶不住压力而大幅下滑(-39%)。在亚洲,流入的FDI(外国直接投资)遭受了自上世纪90年代后期亚洲金融危机以来最严重的冲击。
通过本文的分析可以看出,FDI确实对广东省经济的发展产生了积极的拉动作用,这表明我国政府引进FDI的初衷基本实现。在我国实行引进外资政策30多年的情况下,在全球FDI下降新趋势下,如何有效地吸引外资是一项迫切的使命。
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FDI经济增长 篇10
关键词：FDI,经济增长,结构变动,协整检验
一、引言
外商直接投资 (foreign direct investment, FDI) , 是指外国公民取得对本国公司 (以股权的形式) 或不动产的控制性所有权, 或者对按以上方式向被控制企业追加投资所形成的控制性所有权, 即取得或拥有国内企业经营管理权和控制权的投资。1978年前的29年, 我国基本上没有FDI。改革开放后的30年, 我国投资环境不断改善, 吸引FDI逐年增加。1980年FDI为0.57亿美元, 1990年上升到34.9亿美元, 比10年前增长了60多倍。2000年为407.2亿美元, 比10年前增长了近11倍。2007年我国吸引的FDI为835亿美元, 相当于1983年水平的91倍。[1]2008年我国FDI达到了924亿美元, 比2000年又翻了一番多。赵晋平认为FDI带来大量资本, 弥补国内资本短缺, 我国利用FDI对GDP的报酬率为0.27, 即FDI每增加1%, GDP将增长0.27%。20年来中国GDP年均9.8%的增长速度中, 大约有2.7个百分点是来自利用FDI的贡献。[2]
关于FDI与GDP的研究文献很多。国外文献研究结果大多是FDI对经济增长有正向促进关系。Chung Chen、Law rance Chang等人 (1995) [3], Ram、Zhang (2002) 认为总体上FDI对经济增长起到促进作用[4]。国内关于FDI与GDP的研究, 结果是FDI对经济增长的作用较显著或呈正向关系。黄娜、路杨、黄国平 (2006) [5], 尹敬东、王佳妮 (2009) 认为FDI对我国GDP具有直接拉动作用或正向影响[6]。赵果庆 (2006) 认为FDI和GDP是相互影响、相互促进[7]。
FDI与中国GDP间的关系, FDI对中国GDP的影响有多大, 其作用是否明显, 还没有一个确定的答案。由于中国对外汇实行管制, 不允许外汇在国内市场上自由流通, 故而FDI受中国汇率政策的影响。因此, 如果中国的汇率政策出现变动 (如1994年由官方牌价与外汇调剂价格并存向由管理的浮动汇率转变) , FDI对GDP的作用将出现变动, 本文基于政策变动情况下, 采用平稳性、Granger因果关系、Chow检验等方法探讨FDI和GDP之间的关系。
二、模型的建立和计量方法
(一) 数据和计量模型
数据是根据国家统计局1984~2008年《统计公报》整理而得, 以柯布—道格拉斯生产函数作为模型, 假设FDI和GDP之间满足如下关系:GDPt=eα×FDItβ。经济学含义:FDI与GDP之间满足对数线型数量关系。β表示要素投入的报酬率, 即FDI投入每增长1%时GDP产出的增长率, eα作为常数项, 表示除FDI之外其他所有要素投入的影响。对道格拉斯函数线性化, 得到如下公式:LNGDPt=α+βLNFDIt因为数据的对数变换并不改变数据之间的协整关系, 同时还能使其趋势线性化以及消除时间序列可能的异方差。辅助计量软件是EVIEW5.0。
(二) 平稳性检验
在进行时间序列数据分析时, 要求所采用的时间序列数据必须是平稳的, 否则将产生“伪回归”问题。但是现实经济中时间序列通常都是非平稳的, 为使回归有意义, 可以采用协整理论, 而进行协整分析首先要进行单位根检验。本文采用ADF检验, 如果一个序列在成为平稳序列前必须进过d次差分, 则该系列被称为d阶单整, 记为I (d) 。
(三) Granger因果检验
假定变量X的变化是Y变量发生的原因, 而且变量X预测变量Y具有显著性, 引入变量Y的过去观测值作为独立变量, 在统计上显著地增加模型的预测能力, 并且变量Y预测变量X在统计上不显著, 则称X是Y的格兰杰原因。使用Granger因果检验, 可以检验经济增长与FDI之间的作用方向。
(四) Chowtest, 涉及时间序列数据回归时, 回归子和回归元之间的关系可能出现结构变动
本文选取1994年1月1日汇率政策变动前后时期的数据, 检验FDI和GDP的关系在所考虑的样本期间是否发生变化。Chow检验背后必须满足其假设条件, 即两个时期的误差是同方差, 由于真实的误差不能观测, 因此以回归的RSS值作为误差方差的估计值, 计算公式为:ε2=RSS/n-k (n为每个时期样本观测值, k为模型中所要估计的参数个数, 本文中k为2。)
(五) 协整检验与ECM机制
整的含义是尽管每个变量自身可能是非平稳的, 但它们的线性组合却是平稳的。两个变量都是同阶单整变量才能进行协整分析。协整分析主要考虑的是两变量是否存在长期均衡关系。本文对协整关系的检验采用AEG检验, 如果残差项是I (0) , 则两个变量是协整的。根据Engle定理, 如果一组变量之间具有协整关系, 那么协整回归总能被转换为误差修正模型 (ECM) 。ECM是对回归模型进行差分处理, 将短期调节和长期调节结合在一个模型中, 若变量间存在协整关系, 即表明变量间存在长期稳定的关系, 误差修正意味着这种长期稳定的关系对在短期偏离会通过不断地动态调整而得以维持的。
三、计量检验及结果分析
(一) 平稳性检验, 对LNGDP和LNFDI进行单位根检验, 结果如下表1:
注:符号△1、△2表示一阶、二阶差分。 (C, T, K) 表示单位根检验中常数项, 时间趋势, 差分滞后阶数。C、T项为0表示检验中没有C、T项。K值选取采用Schwart (1987) 推荐的公式K=[12 (T/100) 0.25], 其中T是观测值的个数, 本文中T为25, 即25年的观测值。根据计算, 选取K=1[8]。
检验结果表明, 在1%显著性水平下, 两变量都是非平稳的。二阶差分在1%显著性水平下是平稳的, 它们是二阶单整I (2) , 符合协整检验要求。
(二) Granger因果关系检验
进行因果关系检验, 选择的滞后阶数不同, 结果会不同。检验列举1~3阶进行检验, 结果如下表2。由表中可以看出, 滞后阶数不同, 得到的结果不同。根据赤池信息准则, 选取滞后期是2期。即在96.7%的程度下, 有理由相信LNFDIt是LNGDPt的Grange r原因, LNGDPt不是LNFDIt的Grange r原因
注:表中因果关系方向的虚拟假设是:前一个变量不是后一变量的“Granger原因”。
(三) Chow test.要求首先检验两个时期的回归方差是同方差, 分别做两个时期LNGDPt与LNFDIt的回归, 回归结果如下:
回归⑴ε12=RSS1/df1=0.0436, ⑵ε22=RSS2/df2=0.018。同方差假设F=ε12/ε22~F (8, 13) 。计算结果F=2.42, 1%显著性水平下F (8, 13) =4.30>2.42, 因此两个时期的误差方差F检验结果是同方差的。运用Chow检验, 做整个样本期间的回归:
约束残差平方和RSSR=2.4609, 无约束残差平方和:RSSUR=RSS1+RSS2=0.5820。Chow te s t的F统计量为:
在1%的显著性水平下, F检验的临界值F (k, n1+n2-2k) =F (2, 21) =5.85, 因此GDP和FDI的关系在所考虑的样本期间发生了明显的结构变动。由回归结果看到, 各个参数t统计量高度显著, 并且FDI的报酬率β在汇率政策调整前后明显不同。
(四) 协整检验和ECM机制, 对协整的检验采用AEG检验, 分别检验了上面的两个回归模型, 检验结果如下表3:
注:*表示在5%显著性水平下是协整的, **表示在1%显著性水平下是协整的。
由表中看出, 在5%显著性水平下, 回归残差项是I (0) , 即是平稳的。由此可见, 我国的GDP和FDI在两个时期存在不同的长期均衡关系。确定协整后, 便可以对ECM进行估计, 分别得到两个时期的误差修正模型如下:
△表示一阶差分, μt-1、vt-1表示滞后一期的均衡误差修正项, 括号内为t统计量, μt-1、vt-1前的系数包含变量的过去值对现在值的影响, 如果这一系数显著, 意味着上期的均衡误差修正项在决定变量当前的增长中起重要作用, 各解释变量差分项前的系数表示模型的短期动态性质。从整个协整回归系统来看, 在所考虑的各时期R2值都大于0.8, 这说明回归模型拟合比较好, 误差修正项反应了本期对上期的修正程度。从上述误差修正模型中得知, 两期的GDP与FDI的误差修正项的系数都是不显著的, 这说明从长期来看, 也验证了前面的因果关系检验, FDI是GDP的原因。FDI对GDP的短期影响的系数都不显著, 说明FDI对中国GDP增长的短期边际效应影响反应不明显, 由此说明, 从短期来看, FDI并不影响中国经济增长, 这其中的部分因为在于FDI在中国的投资需要一个过程, 其投资效果不能在短期内得到体现, 因而有个滞后的过程。
四、结论及建议
1.虽然我国GDP和FDI时间序列都是非平稳序列, 但两者的线性组合却是平稳的, 也即GDP和FDI之间存在长期均衡关系。1994年我国汇率政策发生变动, FDI对我国经济增长的影响产生了很大变化。
2.FDI与GDP长期均衡的关系在两个时期都是显著的且明显不同。汇改前后FDI对中国经济增长的作用发生了改变:汇改前, FDI每提高1%, 带动GDP增长0.50%;汇改后, FDI对我国经济的推动作用日益明显, FDI每提高1%, 促使我国GDP提高1.85%。这说明在汇改以后, 我国引进外资的质量有很大的转变, 使得FDI在经济中发挥的作用越来越大。
3.FDI对GDP增长的长期影响明显, 但在短期内, FDI的变动对中国GDP增长的影响不明显。这说明我国在引进外资的政策上, 应采用长期的政策而非短期政策。积极改善我国的对外开放环境, 促使FDI直接、长期的效应得到充分的发挥, 推动我国经济的持续、快速健康发展。
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